房欽欽，趙為華

（南通大學(xué)理學(xué)院，江蘇南通226019）

0　引言

標(biāo)準(zhǔn)Logistic回歸模型中，實(shí)際數(shù)據(jù)是在峰度和平均值相等頻率情況下進(jìn)行分析，然而在實(shí)際問題中，數(shù)據(jù)中因變量的不對稱性或不平衡會導(dǎo)致統(tǒng)計分析中的均方誤差提高，模型效果也會下降，最后所得到的數(shù)據(jù)結(jié)論也許會與實(shí)際情況相差很大，為此，本文引用了偏態(tài)參數(shù)，該參數(shù)值體現(xiàn)了數(shù)據(jù)的分布偏度情況，利用這一參數(shù)在標(biāo)準(zhǔn)Logistic分布的基礎(chǔ)上構(gòu)造了有偏Logistic分布。先對有偏Logistic分布進(jìn)行簡單地研究。

有偏Logistic分布[1]的密度函數(shù)為f(x;α)=它的分布函數(shù)為F(x;α)=偏態(tài)參數(shù)。以上記為第一類有偏Logistic分布。

還有一類有偏Logistic分布函數(shù)為F(x;α)=1-應(yīng)的概率密度函數(shù)為f(x;α)=為第二類有偏Logistic分布。

由圖1和圖3可以看出：第一類有偏Logistic分布的偏態(tài)參數(shù)α取值越大，分布函數(shù)會越來越接近1。第二類有偏Logistic分布函數(shù)的情況正好相反。

由圖2和圖4可以看出：密度函數(shù)圖中，偏態(tài)參數(shù)α∈(0,1)時，一類有偏Logistic分布為左偏，α＞1時，一類有偏Logistic分布為右偏。而二類有偏Logistic密度分布函數(shù)的情況也正好相反。

圖1四種α不同值的一類有偏函數(shù)圖

圖2四種α不同值的一類有偏密度函數(shù)圖

圖3四種α不同值的二類有偏函數(shù)圖

圖4四種α不同值的二類有偏密度函數(shù)圖

1　有偏Logistic分布回歸模型以及參數(shù)估計

通過前面了解到了兩類有偏Logistic分布函數(shù)與密度函數(shù)的特點(diǎn)。為了探討基于有偏Logistic分布回歸模型在實(shí)際數(shù)據(jù)上的運(yùn)用，本文建立兩類有偏Logistic分布回歸模型[2]，并對參數(shù)進(jìn)行估計。

令yi～LG(μi,σi),μi=β，σi=exp(zγ)，i=1,2,...,n,β=(β1,β2,...,βp)T是p×1的位置模型的未知參數(shù)向量，γ=(γ1,γ2,...,γq)T是q×1的尺度模型的位置參數(shù)向量，xi與zi分別為對應(yīng)yi位置和尺度部分的解釋變量。

兩種模型可表示為：

利用牛頓迭代法實(shí)現(xiàn)計算，并對參數(shù)進(jìn)行估計。算法[3]如下：

步驟二：給定當(dāng)前值實(shí)現(xiàn)迭代θ(k+1)=θ(k)-H-1(θ(k))S(θ(k))。

步驟三：重復(fù)第二步直到收斂條件滿足。

從模型中產(chǎn)生模擬數(shù)據(jù)，用以下三個均方誤差用來評價估計的好壞為：

一類有偏Logistic分布的似然函數(shù)為：

對數(shù)似然函數(shù)為：

二類有偏似然函數(shù)為：

2　數(shù)值模擬

下面，通過隨機(jī)模擬來說明估計方法的有效性。

因?yàn)橛衅獿ogistic分布中F(X)～U(0,1)，所以本文首先由y*～U(0,1),n=50,100...，xi～N(0,1)生成隨機(jī)數(shù)，并由逆函數(shù)法可得yi=F-1(y*)～L(μ,σ)，由最小二乘法得到參數(shù)的估計初值，再經(jīng)過牛頓迭代法進(jìn)行收斂，得到參數(shù)估計，和。其中兩類有偏分布的逆函數(shù)分別為

利用牛頓迭代法，在α=0.5，γ=(1,0.5,-1)T，β=(0.5,-0.8)T和α=1.5，γ=(1,0.5,-1)T，β=(0.5,-0.8)T兩種情況下，xi和zi的分量獨(dú)立產(chǎn)生于N(0,1)，進(jìn)行200次模擬實(shí)驗(yàn)。模擬結(jié)果見表1。

表1　兩種有偏Logistic分布參數(shù)估計的均方誤差表

從表1可以知道，在這兩種類型的有偏Logistic位置與尺度模型中，參數(shù)的均方誤差隨著樣本量n的增加越來越小，說明了模擬方法的效果越來越好。

3　參數(shù)的Score檢驗(yàn)及其功效

在實(shí)際回歸建模時，需要評價模型的正確性和模型中自變量的重要性。為此本文應(yīng)用Score檢驗(yàn)統(tǒng)計量對參數(shù)的重要性進(jìn)行檢驗(yàn)，并通過隨機(jī)模擬來說明檢驗(yàn)統(tǒng)計量的檢驗(yàn)功效。

在這兩類回歸模型中，應(yīng)用Score檢驗(yàn)統(tǒng)計量[4]主要對有偏參數(shù)α的重要性進(jìn)行檢驗(yàn)。假設(shè)H0:α=1；H1:α≠1。若表示原假設(shè)H0下的限制最大似然估計，則關(guān)于H1的為Fisher信息陣[5]，Iαα為觀測Fisher信息陣的逆矩陣對應(yīng)參數(shù)α=1的分塊矩陣。由漸近性質(zhì)可知，檢驗(yàn)統(tǒng)計量SC漸近服卡方分布χ2(1)。

下面探討Score檢驗(yàn)統(tǒng)計量的檢驗(yàn)功效問題。在數(shù)據(jù)生成時，對α=1，其他參數(shù)β=(1,0,-1)T,γ=(0.5,1)T保持不變的情況下，分別取α=0.4，0.6，0.8，0.9，1，1.1，1.2，1.4和1.6時，考察檢驗(yàn)統(tǒng)計量SC的檢驗(yàn)功效，在顯著性水平0.05下，計算1000次模擬中拒絕原假設(shè)H0的比例。

表2　兩種有偏Logistic分布α參數(shù)檢驗(yàn)比例表

圖5　參數(shù)α的檢驗(yàn)功效圖

從表2和圖5中可以看到，對H1:α≠1,α＞0，在α→0,α∈(0,1)，Score檢驗(yàn)量趨近于1；在α→+∞,α∈(1,+∞)，Score檢驗(yàn)量也趨近于1，趨近速度小于α∈(0,1)時的速度；而當(dāng)α=1時，Score檢驗(yàn)量接近于名義水平0.05。也說明了Score檢驗(yàn)統(tǒng)計量對該參數(shù)的檢驗(yàn)是有效的。

當(dāng)然，也可以對位置和尺度兩個參數(shù)進(jìn)行功效檢驗(yàn)，受篇幅限制，在此僅對第一類有偏Logistic位置-尺度模型中β進(jìn)行Score檢驗(yàn)。

取β=(1,-1,0)T，其他參數(shù)γ=(0.5,1)T，α=0.5;α=1.5保持不變的情況下，假設(shè)H0:β2=0；H1:β2≠0，分別取β2=0，0.2，0.4，0.6，0.8和1時，考察其檢驗(yàn)統(tǒng)計量的檢驗(yàn)功效，即在顯著性水平0.05下，計算300次模擬中拒絕原假設(shè)H0的比例。

表3　第一類有偏Logistic分布β參數(shù)檢驗(yàn)比例表

從表3可以看到，無論偏態(tài)參數(shù)α為何值(α＞0)，在相同的樣本量下，隨著參數(shù)β2的取值遠(yuǎn)離0時，檢驗(yàn)的功效顯著增加；另一方面，隨著樣本量的增大，檢驗(yàn)的功效迅速接近于1，且在原假設(shè)正確時(β2=0)，檢驗(yàn)的功效非常接近于名義水平0.05。

4　實(shí)例分析

為了探究經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)出與投入之間的關(guān)系，將上述模型應(yīng)用于一組希臘1961—1987年制造業(yè)的數(shù)據(jù)中，該數(shù)據(jù)來自《計量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)上冊（第五版）》，“資本”作解釋變量x1，“勞動”作解釋變量x2，“產(chǎn)出”作因變量y，分析資本和勞動對產(chǎn)出的影響（產(chǎn)出以1970年不變價格的十億德拉克馬計，勞動以每千人計）。

圖6至圖8為資本、勞動和產(chǎn)出三種變量的箱形圖。

圖6資本箱線圖

圖7勞動箱線圖

圖8產(chǎn)出箱線圖

由圖6至圖8可知，勞動x2和產(chǎn)出y分布呈現(xiàn)左偏態(tài)，都集中在較大值的一側(cè)，而資本x1中位數(shù)無偏離情況?？梢圆聹y勞動x2對產(chǎn)出y的影響較大。

在第一類有偏Logistic回歸模型中位置、尺度和偏態(tài)參數(shù)分別為=(-64.25,0.164,0.139)T,=(-9.154,-0.017,0.016)T,=6.63，于是得到的回歸方程為=-64.25+0.164x1+0.139x2，此方程說明了每增加一單位資本，則多1.64億德拉克馬的產(chǎn)出；每增加一千人的勞動，會多產(chǎn)1.39億德拉克馬，該結(jié)果表明了這與先前的猜測不符合，為此第二次猜測偏態(tài)參數(shù)對結(jié)果有影響。所以對偏態(tài)參數(shù)進(jìn)行Score檢驗(yàn)，求得SCα=18.356＞χ2(1)=3.84，這證實(shí)了本文的第二猜測：偏態(tài)參數(shù)α對該回歸模型結(jié)果有顯著影響，。

為了從這兩種模型和標(biāo)準(zhǔn)Logistic回歸模型以及線性回歸模型中選擇最優(yōu)模型，利用AIC信息準(zhǔn)則和BIC信息準(zhǔn)則：

其中k為參數(shù)的個數(shù)，log(L)為對數(shù)似然函數(shù)，n為樣本量。兩種準(zhǔn)則是衡量模型擬合好壞的標(biāo)準(zhǔn)，它們的值越小，說明模型對數(shù)據(jù)擬合得越好。三種模型的計算結(jié)果為：

由下頁表4和表5可以看到，對于所應(yīng)用的實(shí)例數(shù)據(jù)，從AIC信息量、BIC信息量和標(biāo)準(zhǔn)差估計三個方面比較，都能得到二類有偏Logistic回歸模型擬合程度最高，兩類有偏Logistic回歸模型都比標(biāo)準(zhǔn)Logistic回歸模型模擬得好，且三種Logistic回歸模型比用最小二乘法的線性回歸模型模擬得好。

表4　四種模型AIC和BIC信息準(zhǔn)則量

表5　四種模型所求參數(shù)估計值

5　總結(jié)

本文從兩種Logistic回歸模型的建立、模型的數(shù)據(jù)模擬、Score檢驗(yàn)統(tǒng)計量、實(shí)例運(yùn)用這幾個方面敘述和論證，說明了基于該分布的回歸模型對數(shù)據(jù)能夠進(jìn)行有效的分析。本文也將這兩種模型和標(biāo)準(zhǔn)Logistic分布回歸模型以及線性回歸應(yīng)用于同一實(shí)際案例，并利用AIC和BIC信息準(zhǔn)則選擇出了最優(yōu)模型。大量數(shù)值模擬和實(shí)例數(shù)據(jù)分析驗(yàn)證了所提方法的有效性，并且得出了結(jié)論：基于有偏Logistic分布的回歸模型比最小二乘法的線性回歸模型和標(biāo)準(zhǔn)Logistic分布回歸模型能更好地分析復(fù)雜型數(shù)據(jù)。

參考文獻(xiàn)：

[1]史小康,常志勇.兩類有偏logistic分布在信用評分模型中的應(yīng)用[J].統(tǒng)計與決策,2015,(14).

[2]李玲雪,吳劉倉,邱貽濤.Logistic分布下聯(lián)合位置與尺度模型[J].統(tǒng)計與決策,2014,(20).

[3]吳劉倉,李會瓊.極值分布下聯(lián)合位置與散度模型的變量選擇[J].工程數(shù)學(xué)學(xué)報,2012,29(5).

[4]Xie F C,Lin J G,Wei B C.Diagnostics for Skew-normal Nonlinear Regression Models With AR(1)errors[J].Computational Statistics and Data Analysis,2009,(53).

[5]史道濟(jì).馬爾科夫鏈的Fisher信息陣及參數(shù)的最大似然估計[J].天津大學(xué)學(xué)報,1993,(3).