樊思敏，施三支，翟芳慧

（長(zhǎng)春理工大學(xué) 理學(xué)院，長(zhǎng)春 1300222）

在現(xiàn)實(shí)應(yīng)用中，由于人為、機(jī)械等因素，數(shù)據(jù)缺失比較普遍。數(shù)據(jù)缺失造成的部分信息丟失，在不同程度上影響統(tǒng)計(jì)推斷，導(dǎo)致得出結(jié)果存在一定的失真。數(shù)據(jù)缺失的處理研究引起了更多的關(guān)注。從缺失數(shù)據(jù)的缺失值排列方式來看，數(shù)據(jù)缺失可分為單調(diào)缺失和非單調(diào)缺失。從缺失數(shù)據(jù)的缺失影響因素來看，分為隨機(jī)缺失（MAR）、非隨機(jī)缺失（NMAR）和完全隨機(jī)缺失（MCAR），缺失機(jī)制概念及三種缺失機(jī)制由 Rubin（1976）[1]提出。非隨機(jī)依賴完全觀測(cè)變量時(shí)，也可稱為不可忽略機(jī)制（NI）。在不可忽視機(jī)制的基礎(chǔ)上，由Samiran Sinha等（2014）[2]提出了NI-機(jī)制。本文主要討論隨機(jī)缺失下的非單調(diào)缺失情況。

缺失數(shù)據(jù)加大了數(shù)據(jù)分析和挖掘的困難程度，提高了分析結(jié)果的偏差。最簡(jiǎn)單的方式是刪除帶有缺失項(xiàng)的樣本，即完全數(shù)據(jù)分析（CC）。樣本量缺失項(xiàng)較少時(shí)，CC帶來的偏差較少，當(dāng)缺失項(xiàng)較多時(shí)，由于一部分的數(shù)據(jù)信息缺失，CC方法的偏差很大。為糾正由缺失數(shù)據(jù)導(dǎo)致的結(jié)論偏倚，缺失數(shù)據(jù)處理方法相繼被提出。Horvitz和Thompson（1952）[3]最先提出了逆概率加權(quán)方法。Rubin和Laird（1977）[4]提出了用于處理缺失數(shù)據(jù)的EM算法。Zhao（1994）[5]提出了一類在MAR機(jī)制下的逆概率加權(quán)方法。Chen等（1999）[6]提出了一種用EM算法的全似然方法。Robins（2000）[7]提出了一種基于逆概率加權(quán)的改進(jìn)方法，即逆概率刪失加權(quán)法（IPCW）。Ibrahim，Chen（2004）[8]在不同缺失機(jī)制情況下，把半?yún)?shù)方法應(yīng)用到多缺失協(xié)變量上。Samiran Sinha、Wang S.J和K.Saha（2014）[2]將半?yún)?shù)方法與NI-機(jī)制結(jié)合，應(yīng)用到多變量缺失中。Jiwei Zhao和Jun Shao（2015）[9]基于不可忽視（NI）機(jī)制下提出了一種半?yún)?shù)似然方法。

本文對(duì)完全數(shù)據(jù)進(jìn)行隨機(jī)缺失，在隨機(jī)缺失的背景下，使用了Samiran Sinha、Wang S.J和K.Saha（2014）[2]相似的半?yún)?shù)方法處理來達(dá)到估計(jì)Logistic模型中參數(shù)的目的，并與單一均值插補(bǔ)、多重插補(bǔ)和EM算法進(jìn)行了比較分析。

1 半?yún)?shù)方法

記Y為因變量，X為帶有缺失數(shù)據(jù)的自變量，Z為完全數(shù)據(jù)自變量，設(shè)定缺失自變量為2維的情況，樣本量為h，數(shù)據(jù)類型為離散型。示性函數(shù)為I，當(dāng)數(shù)據(jù)可觀測(cè)時(shí)，示性函數(shù)為1，不可觀測(cè)為0。

設(shè)Xij(i=1,2,…,h;j=1,2)表示為第i行第j列的觀測(cè)值，Xi(-j)則表示為此觀測(cè)值缺失。本文關(guān)注數(shù)據(jù)缺失的隨機(jī)缺失，即缺失的數(shù)據(jù)與完全數(shù)據(jù)相關(guān)，假設(shè)缺失機(jī)制的選擇概率為π，有：

設(shè)回歸模型為g(Y|θ,Z,X)，θ為模型的參數(shù)。則似然函數(shù)為：

對(duì)上述似然函數(shù)取對(duì)數(shù)，對(duì)參數(shù)求導(dǎo)，得到得分函數(shù)如下：

其中，S=?log(g(Y|θ,Z,X))/?θ，ki,m(P)=g(Yi|θ,Zi,Xi)*P*f(Xir|Xi(-m),Zi)。

m的取值為1，2，12。P為相應(yīng)的缺失選擇概率，f(Xim|Xi(-m),Zi)為缺失項(xiàng)Xi(-m)的條件分布。由于缺失變量的條件分布未知，根據(jù)Chatterjee.N、Chen.Y.-H.和 Breslow.N.E（2003）[10]的理論可知：

當(dāng)Ii1=Ii2=1，Ii=1。將得到的估計(jì)值代入得分函數(shù)，產(chǎn)生新的得分函數(shù)。對(duì)得分函數(shù)求導(dǎo)，得出目標(biāo)參數(shù)θ。

與文獻(xiàn)中不同的是，Samiran Sinha、Wang S.J和 K.Saha（2014）[2]在似然方程中與NI-機(jī)制結(jié)合，文中的應(yīng)用數(shù)據(jù)模擬時(shí)進(jìn)行隨機(jī)缺失，故而在MAR的背景下，將似然函數(shù)方程（2）中缺失機(jī)制的選擇概率設(shè)置為與MAR相對(duì)應(yīng)的選擇概率。

2 模擬與實(shí)證分析

文中采用的數(shù)據(jù)為太平洋車險(xiǎn)數(shù)據(jù)[11]，數(shù)據(jù)量為50，數(shù)據(jù)量均為布爾型數(shù)值。因變量為車險(xiǎn)理賠情況，自變量分別為調(diào)研者的性別、視力情況、抽煙史、是否有駕駛教育和相關(guān)年齡。由汪靜波（2015）[11]變量與因變量的相關(guān)性可知，理賠與視力情況、抽煙史有關(guān)。設(shè)視力情況為X1，抽煙史為X2，由于半?yún)?shù)方法的需要，自變量的數(shù)量偏少，且MAR機(jī)制與完全數(shù)據(jù)相關(guān)，本文中再添加輔助變量Z=X1*X2作為完全觀測(cè)數(shù)據(jù)。對(duì)兩個(gè)自變量及輔助變量作共線性診斷，k的值為18.31，在100之內(nèi)，可認(rèn)為三者之間共線性小。

表1 自變量與因變量之間單因素logistic顯著性

三個(gè)自變量與因變量的單因素Logistic分析結(jié)果如上，均呈現(xiàn)出顯著性。

表2 Logistic回歸分析

表2為因變量與自變量之間的回歸分析結(jié)果，視力情況和抽煙史極為顯著，視力*抽煙對(duì)方程的顯著性不如視力情況和抽煙史。因此可得出實(shí)際應(yīng)用數(shù)據(jù)的回歸方程為：

設(shè)自變量X1、X2帶有缺失項(xiàng)，Z為可完全觀測(cè)數(shù)據(jù)，設(shè)置的缺失率分別為10%、20%、30%、40%，數(shù)據(jù)缺失模擬結(jié)果如表3所示。

表3為在不同缺失率的情況下不同缺失數(shù)據(jù)處理方法的結(jié)果。從表中可以看出，當(dāng)缺失率為10%時(shí)，綜合偏差和標(biāo)準(zhǔn)差來看，后三種方法相比均值方法效果稍微好些，當(dāng)缺失率升至20%時(shí)，EM和半?yún)?shù)方法較均值插補(bǔ)和MI方法估計(jì)偏差更少。MI方法與均值插補(bǔ)相差不大。隨著缺失率的進(jìn)一步增大，這四種方法明顯受到缺失率的影響，估計(jì)精度變差。而半?yún)?shù)方法較其他三種方法估計(jì)效果更好。

3 結(jié)論

在實(shí)際問題中，由于信息缺失，缺失的數(shù)據(jù)給研究者帶來不少困擾。本文在離散變量背景下對(duì)完整的車險(xiǎn)數(shù)據(jù)采用了Logistic回歸，對(duì)自變量模擬了四種缺失率，在不同缺失率的情況下運(yùn)用四種缺失數(shù)據(jù)處理方法來處理缺失數(shù)據(jù)以得到模型參數(shù)估計(jì)。從分析結(jié)果表中可知，缺失率越小，幾種方法的估計(jì)精度越高。缺失率增加時(shí)，插補(bǔ)類方法明顯差于模型法，而半?yún)?shù)方法受到的影響較其他幾種方法小，有較好的魯棒性。

插補(bǔ)類方法依賴數(shù)據(jù)之間的關(guān)系，對(duì)數(shù)據(jù)插補(bǔ)時(shí)有一定的偏倚，EM方法和半?yún)?shù)方法未直接對(duì)數(shù)據(jù)填補(bǔ)，利用似然函數(shù)處理缺失部分，對(duì)數(shù)據(jù)缺失處理有更大優(yōu)勢(shì)，而半?yún)?shù)方法自身結(jié)合參數(shù)和非參數(shù)優(yōu)點(diǎn)，合理利用缺失部分信息，參數(shù)估計(jì)準(zhǔn)確度和魯棒性均高于EM算法，但半?yún)?shù)方法也受限于缺失機(jī)制，實(shí)現(xiàn)過程中受到初始參數(shù)的影響，這兩者在將來都是值得探討和改進(jìn)的地方。

表3 不同缺失率模擬結(jié)果