關(guān)　靜，楊香云

(天津大學(xué) 數(shù)學(xué)學(xué)院，天津 300354)

一、引 言

在經(jīng)濟(jì)、醫(yī)學(xué)、金融等研究領(lǐng)域，預(yù)測變量的測量經(jīng)常帶有誤差，例如在醫(yī)學(xué)研究脂肪吸收量與乳腺癌患病率之間的關(guān)系這一問題中，脂肪的吸收量是無法直接觀測的，只能根據(jù)脂肪的攝入量來計算。在分析帶有測量誤差的數(shù)據(jù)時，如果忽略測量誤差所得結(jié)果是不可靠的，通常會導(dǎo)致均值回歸或者分位數(shù)回歸的參數(shù)估計是有偏的。

關(guān)于帶測量誤差的均值回歸，F(xiàn)uller給出經(jīng)典最小二乘在忽略測量誤差存在的情況下做出的參數(shù)估計不再是無偏的，并推導(dǎo)出了偏差的具體形式[1]1-4。為了解決測量誤差帶來的有偏問題，相關(guān)的方法包括：回歸遞減法[2](修正偏差：Correction Regression)、模擬外推法(SIMEX)[3]、工具變量法(增加工具變量信息)[4]147-150、正交回歸法[5]等。

分位數(shù)回歸用于研究在給定預(yù)測變量條件下，響應(yīng)變量在不同分位數(shù)下的分布情況[6-7]。比普通的最小二乘均值回歸能夠獲取更多的關(guān)于響應(yīng)變量的分布信息，可以說傳統(tǒng)的最小二乘只是均值的回歸，而分位數(shù)回歸不僅可以反映均值的信息，而且還可以反映分布的上尾和下尾的信息。特別地，實際問題中響應(yīng)變量與預(yù)測變量之間的關(guān)系較為復(fù)雜，比如當(dāng)數(shù)據(jù)出現(xiàn)尖峰或厚尾的分布和存在顯著的異方差等情況時，傳統(tǒng)的均值回歸并不能充分利用數(shù)據(jù)信息來反映變量之間的真實關(guān)系。

本文將測量誤差引入分位數(shù)回歸模型中，重點研究帶測量誤差的分位數(shù)回歸模型的參數(shù)估計問題。相對于帶測量誤差的均值回歸，這類研究相對很少，因為校正分位數(shù)回歸中預(yù)測變量的測量誤差有兩大難點[8]：第一，回歸誤差項以及測量誤差項的分布形式未知(若已知可利用似然函數(shù)法得到一致估計)；第二，不同于均值回歸，隨機變量和的期望等于期望之和，而分位數(shù)回歸中隨機變量和的分位數(shù)不等于分位數(shù)之和。He等提出了正交回歸法，通過最小化正交殘差的分位數(shù)損失函數(shù)得到參數(shù)估計[9]，該方法要求回歸誤差與測量誤差服從球形對稱分布；Hu等提出了基于條件密度函數(shù)的非參數(shù)模型對參數(shù)進(jìn)行估計[10]；Wei等提出了通過對整個分位數(shù)過程進(jìn)行建模估計給定x條件下y的密度函數(shù)，從而用迭代的方法得到參數(shù)估計[11]，但計算量龐大且過于復(fù)雜；Wang等提出帶測量誤差分位數(shù)回歸的校正損失估計[8]；Jiang提出的復(fù)合分位數(shù)回歸方法[12]與Shim提出的加權(quán)正交回歸的估計方法[13]，同樣假設(shè)誤差服從球形對稱分布；Yang等對帶測量誤差的中位數(shù)回歸提出隨機加權(quán)估計，為帶測量誤差的分位數(shù)估計提供了可選的思路[14]，但是同樣受限于誤差服從球形對稱分布。

本文提出利用修正因子得分法解決帶有測量誤差的分位數(shù)回歸的參數(shù)估計問題：首先，利用因子得分法對預(yù)測變量進(jìn)行估計[15]；其次，利用響應(yīng)變量y與估計的預(yù)測變量做分位數(shù)回歸，并對估計結(jié)果進(jìn)行修正得到最終估計，即修正因子得分估計；再次，通過隨機模擬，比較在不同情形下修正因子得分(CFS)估計與Naive估計(忽略測量誤差的估計)以及正交回歸(H-L)估計的優(yōu)劣。

二、模型分析

考慮帶測量誤差的分位數(shù)回歸模型：

τ∈(0,1)

(1)

W=X+u

(2)

(3)

得到參數(shù)的一致估計,其中ρτ(u)=u(τ-I(u<0)),I(·)為示性函數(shù)。Koenker給出了估計方法與相應(yīng)的性質(zhì)[16]69-105。當(dāng)預(yù)測變量X帶有測量誤差時，原有的方法將不再適用，而帶有測量誤差的均值回歸所提出的方法，如回歸遞減法、模擬外推法、工具變量法、正交回歸法等，對于帶有測量誤差的分位數(shù)回歸模型也不能直接使用。針對測量誤差分位數(shù)回歸模型，He和Liang提出正交分位數(shù)回歸模型，并在測量誤差與回歸誤差服從球形對稱分布的假設(shè)下得到了參數(shù)的一致估計。

三、修正因子得分估計

(一)因子得分法

Thoresen和Laake于1999年在研究帶測量誤差的Logistic回歸模型參數(shù)估計中，提出了利用因子分析中的因子得分理論通過工具變量信息估計預(yù)測變量X，進(jìn)而估計回歸參數(shù)的方法[15]。下面在式(2)的基礎(chǔ)上引入工具變量：

Z=α0+α1X+δ

(4)

其中Z與X相關(guān)，且誤差項δ服從正態(tài)分布。結(jié)合式(2)和式(4)可寫成以下形式：

(5)

假設(shè)Var(u)=Var(δ)=ψ2，Var(X)=γ2，則有：

(二)修正因子得分法

對于帶測量誤差的分位數(shù)回歸模型，本文提出修正因子得分法。利用因子得分法估計預(yù)測變量,然后用Y與所估計的預(yù)測變量做分位數(shù)回歸，并對其估計結(jié)果進(jìn)行修正，從而得到參數(shù)(β0，β1)的最終估計。

1.將因子得分法在原方法基礎(chǔ)上進(jìn)行改善。在因子得分法中假設(shè)測量誤差u和工具變量與X的回歸誤差δ的方差相等，通過添加替代變量W的重復(fù)測量信息W1從而去掉該假定，W1滿足：

W1=X+u1

(6)

圖1　測量誤差影響下的中位數(shù)估計圖

圖2　測量誤差影響下的75%分位數(shù)估計圖

四、隨機模擬

本文應(yīng)用R軟件對修正因子得分估計法和正交回歸估計法進(jìn)行隨機模擬，并對模擬結(jié)果進(jìn)行分析比較。

表1　β0=2　β1=1　ε～N(0，1)　u～N(0，1)　δ～N(0,1)

表2　β0=2　β1=1　ε～N(0,1)　u～N(0,2)　δ～N(0,1)

整體來看，在各個分位數(shù)水平下，本文所提出的修正因子得分(CFS)估計都有較優(yōu)的估計效果，并且通過改變樣本大小，發(fā)現(xiàn)隨著樣本量的增大估計效果更優(yōu)，這一點在低分位數(shù)和高分位數(shù)的截距項的估計結(jié)果中尤為明顯。

表3　β0=2　β1=1　ε～N(0,2)　u～N(0,1)　δ～N(0,1)

五、總 結(jié)

測量誤差模型在經(jīng)濟(jì)、金融、生物、醫(yī)學(xué)等領(lǐng)域迅速發(fā)展，是近年來統(tǒng)計學(xué)研究的熱點問題之一，而分位數(shù)回歸模型理論的不斷完善也使其受到了廣泛應(yīng)用。因此，本文針對帶測量誤差分位數(shù)回歸的參數(shù)估計問題展開研究。

在介紹線性測量誤差模型的基礎(chǔ)上給出測量誤差的存在造成的參數(shù)估計的偏差，引入分位數(shù)回歸模型，并給出現(xiàn)有的帶測量誤差的分位數(shù)回歸估計方法(正交回歸法等)；因子得分法由Thoresen和Laake提出，用于估計預(yù)測變量X；本文在此方法的基礎(chǔ)上進(jìn)行了改進(jìn)，用改進(jìn)后的方法估計預(yù)測變量X，用估計的X與Y回歸，并對估計結(jié)果進(jìn)行修正，提出了修正因子得分法。

本文提出的修正因子得分法的優(yōu)勢在于：其一，在使用因子得分法估計預(yù)測變量時加入重復(fù)測量，克服了需要假設(shè)測量誤差與工具變量誤差方差相等或者等比例的缺陷，放寬了因子得分法的約束條件；其二，只假定回歸誤差、測量誤差、工具變量誤差均服從正態(tài)分布，對不同誤差分布的方差不做其他假定。相對于正交回歸法，放寬了約束條件。

模擬結(jié)果顯示：修正因子得分法比Naive估計有了很大改善，在球形對稱分布假設(shè)條件下修正因子得分法的估計效果與正交回歸法相當(dāng)，但當(dāng)回歸誤差方差與測量誤差方差不等的情形下(不滿足球形對稱分布假設(shè))，修正因子得分法仍然有較好的估計，在估計的平均偏差和標(biāo)準(zhǔn)誤等方面表現(xiàn)出良好的性質(zhì)，而此時正交回歸法不再適用。綜合來看,修正因子得分法作為帶測量誤差分位數(shù)模型的估計方法具有一定的優(yōu)良性。

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