程 靖,岳榮先，王 萍

（1.安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 理學(xué)院，合肥 230036；2.上海師范大學(xué) 數(shù)理學(xué)院，上海 200234）

0 引言

面板數(shù)據(jù)模型是一類在經(jīng)濟學(xué)、心理學(xué)、管理學(xué)等科學(xué)領(lǐng)域中應(yīng)用較為廣泛的隨機系數(shù)回歸模型[1]。由于隨機效應(yīng)項的存在，很難獲得該模型中未知回歸系數(shù)的最佳線性無偏估計。常見的解決方法有兩種：一種方法是構(gòu)造回歸系數(shù)的兩步估計[2]；另一種方法是設(shè)法構(gòu)造回歸系數(shù)不含有未知參數(shù)的估計量[1]，其中Within估計是在計量經(jīng)濟學(xué)中應(yīng)用廣泛、影響深遠的一種估計量。由于消除了不可觀測的隨機個體效應(yīng)，Within估計量中不再包含未知參數(shù)，并具有無偏性和一致性等優(yōu)良性質(zhì)，同時它也是由面板數(shù)據(jù)模型衍生的一個子模型中未知參數(shù)的最佳線性無偏估計。

在統(tǒng)計模型中，未知參數(shù)估計的精度會依賴于收集數(shù)據(jù)的試驗設(shè)計方案。目前有關(guān)包含多個隨機效應(yīng)的隨機系數(shù)回歸模型最優(yōu)設(shè)計的研究[3-6]都將隨機效應(yīng)項的方差視為已知，而獲得的最優(yōu)設(shè)計通常都是依賴于隨機效應(yīng)項的方差比值，這在實際中較難實現(xiàn)。程靖和岳榮先[7]討論了單位正方形設(shè)計域上含有兩個解釋變量的面板數(shù)據(jù)基于Within估計的幾類最優(yōu)恒等設(shè)計，得到了不依賴于隨機效應(yīng)項方差的最優(yōu)設(shè)計。由于隨機系數(shù)回歸模型中最優(yōu)設(shè)計的結(jié)論并不能從單位設(shè)計域直接應(yīng)用到一般設(shè)計域上，本文將嘗試對相應(yīng)結(jié)論進行一般化推廣，考慮該模型在矩形設(shè)計域[a，c]×[b，d]上基于Within估計的最優(yōu)恒等設(shè)計。本文首先證明了含有兩個解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型在任意矩形設(shè)計域[a，c]×[b，d]上基于Within估計的最優(yōu)恒等設(shè)計可以在 (a，b)，(a，d)，(c，b)，(c，d)四個頂點上獲得，并進一步證明了在對稱的矩形設(shè)計域四個頂點處的等權(quán)重設(shè)計是該模型基于Within估計D-、A-和I-最優(yōu)設(shè)計。

1 面板數(shù)據(jù)模型的Within估計

面板數(shù)據(jù)模型可表示為：

上式中zit表示第i個觀測對象在t時刻的觀測結(jié)果；xitj表示第i個觀測對象上第j個解釋變量在第t個觀測時刻的取值；β1，β2，…，βk為待估回歸系數(shù)；μi～N(0，σμ2)是第i個個體的隨機效應(yīng)，εit～N(0，σ2)是隨機誤差，這里σμ2和σ2是未知參數(shù)。假定所有的隨機個體效應(yīng)μi和隨機誤差εit互不相關(guān)。引入記號：

則上述模型（1）可簡化為：

上式中1NT表示元素全部是1的NT維列向量，IN表示N階單位陣，?表示Kronecker乘積。易見：

容易證明上式中的矩陣JˉNT，P，Q，P1均為對稱冪等陣，且這些矩陣是兩兩相互正交的。在面板數(shù)據(jù)模型（2）兩側(cè)同時乘對稱冪等陣Q，得到：

易得模型（3）中未知回歸系數(shù)β的BLUE（最佳線性無偏估計）是：

由式（4）所表示的估計量就稱為面板數(shù)據(jù)模型（2）中未知參數(shù)β的Within估計，并有：

2 最優(yōu)設(shè)計

本文將對程靖和岳榮先[7]中的結(jié)論進行進一步推廣，

考慮含有兩個解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型在一般矩形設(shè)計域[a，c]×[b，d]上基于Within的最優(yōu)恒等設(shè)計。為了簡便起見，下文中對含有兩個解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型改用如下記號：

其中 (xit，yit)∈[a，c]×[b，d]。大多數(shù)實際情況下，不同單元的觀測的時刻和解釋變量的指標選取往往相同，即對 ?i，j=1，2，…，N，xit=xjt，yit=yjt。本文也僅考慮此類恒等設(shè)計中的近似最優(yōu)設(shè)計。記恒等設(shè)計:

其中可以看出Within估計的協(xié)方差陣中的未知參數(shù)σ2對設(shè)計方案的選擇沒有影響，不失一般性，這里假定σ2=1。則在近似恒等設(shè)計（6）下模型（5）基于Within估計的信息陣可以表示為：

由此可以推出下述結(jié)論：

定理1：考慮含有兩個解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型（5）基于Within估計的恒等設(shè)計，那么對設(shè)計域[a，c]×[b，d]上任一形如式（6）的近似設(shè)計，存在一個支撐點在設(shè)計域四個頂點上的近似設(shè)計：

滿足M(ξ?)≥M(ξ)。

證明：令：

即M(ξ?)≥M(ξ)。

經(jīng)典的D-、A-和I-等最優(yōu)設(shè)計準則的準則函數(shù)均具有Loewner偏序性質(zhì)[8]，即對兩個設(shè)計ξ1，ξ2的信息陣，如果M(ξ?)≥M(ξ)都有 Φ(M(ξ1)) ≤Φ(M(ξ2))。由于最優(yōu)設(shè)計就是尋找使得信息陣的準則函數(shù)達到最小的設(shè)計，因此結(jié)合定理1的結(jié)論可知：對于由式（5）所描述的面板數(shù)據(jù)模型，其基于Within估計的最優(yōu)恒等設(shè)計可在形如式（7）的設(shè)計類中獲得。在恒等設(shè)計（7）下:

其中：

對于確定的設(shè)計域，可以通過優(yōu)化上述信息陣的準則函數(shù)來獲得最優(yōu)設(shè)計的解析或數(shù)值結(jié)果。本文是對其中的某一些或某一類設(shè)計域能夠獲得具有優(yōu)良性質(zhì)的最優(yōu)設(shè)計。下面僅考慮面板數(shù)據(jù)模型（5）在對稱設(shè)計域[-h，h]×[-l，l]上基于Within估計的最優(yōu)恒等設(shè)計。由定理1可知最優(yōu)設(shè)計形式如下：

這里信息陣滿足：

其中γ1=ω3+ω4-ω1-ω2，γ2=ω2+ω4-ω1-ω3，γ3=ω1+ω4-ω2-ω3。綜合ωj的取值范圍及設(shè)計點的個數(shù)不能少于2個可得-1＜γi＜1，i=1，2，3。

恒等設(shè)計（8）下，信息陣的D-最優(yōu)設(shè)計準則函數(shù)為:

對上式分別關(guān)于γi，i=1，2，3 求偏導(dǎo)，并令偏導(dǎo)值為0，可得：

當γ2=γ3=γ1=0,即時，即ΦD(M-1(ξ?)) 取得極小值。故有定理2。

定理2：考慮含有兩個解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型（5）基于Within估計的恒等設(shè)計，則該模型在設(shè)計域[-h，h]×[-l，l]上的D-最優(yōu)設(shè)計為四個對稱頂點處的等權(quán)重設(shè)計：

恒等設(shè)計（8）下，信息陣的A-最優(yōu)設(shè)計準則函數(shù)為：

對上式分別關(guān)于γi，i=1，2，3 求偏導(dǎo)，令偏導(dǎo)值為0，可得：

當γ2=γ3=γ1=0,即ω1=ω2=ω3=ω4=時 ，ΦA(chǔ)(M-1(ξ?))取得極小值。從而有定理3。

定理3：考慮含有兩個解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型（5）基于Within估計的恒等設(shè)計，則該模型在設(shè)計域[-h，h]×[-l，l]上的A-最優(yōu)設(shè)計為四個對稱頂點處的等權(quán)重設(shè)計：

恒等設(shè)計（8）下，信息陣的I-最優(yōu)設(shè)計準則函數(shù)為：

對上式分別關(guān)于γi，i=1，2，3求偏導(dǎo)，令偏導(dǎo)值為0可得：

同樣可得當γ2=γ3=γ1=0 ，即時，ΦI(M-1(ξ?)) 取得極小值。故有定理4。

定理4：考慮含有兩個解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型（5）基于Within估計的恒等設(shè)計，則該模型在設(shè)計域[-h，h]×[-l，l]上的I-最優(yōu)設(shè)計為四個對稱頂點處的等權(quán)重設(shè)計：

3 結(jié)論

本文對含有兩個解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型（5）最優(yōu)設(shè)計的結(jié)論進行了推廣，證明了在矩形設(shè)計域上考慮該模型基于Within估計的最優(yōu)恒等設(shè)計時，仍可以將最優(yōu)設(shè)計的尋找限定在設(shè)計域的頂點處。特別地，如果設(shè)計域為對稱的矩形區(qū)域，可直接采用設(shè)計域四個頂點上的等權(quán)重作為設(shè)計方案，此時等權(quán)重設(shè)計同時具有D-、A-和I-最優(yōu)性質(zhì)。