10.1 非参数bootstrap方法

一、估计量的标准误差bootstrap估计二、估计量的均方误差及偏差的bootstrap估计三、bootstrap置信区间第一节非参数bootstrap方法五、小结区间的置信的法求均值四、用bootstrapbootstrapt未知，设总体的分布Fn但已经有一个容量为的数据样本，的来自F的方自这一样本按放回抽样的样本，法抽取一个容量为n这种样本称为相继地、出很多独立地自原始样本中取样本，个bootstrap进行统计利用这些样本对总体F又称自方法这种方法称为非参数,bootstrap.bootstrap样本或自助样本,推断.助法一、估计量的标准误差bootstrap估计:时在估计总体未知参数;ˆˆ的精度计的同时还要指出这一估的估计给出.)ˆ(ˆˆ来度量估计的精度的标准差用估计量D.ˆˆˆ的标准误差也称为估计量的标准差估计量为分布函数的总体是来自以设)(,,,21xFXXXn的估计量，作为用),,,(ˆˆ21nXXX式给出，无法用一个简单的表达标准差)ˆ(D.)ˆ(的估计方法来求得但可以用计算机模拟的D数，是我们感兴趣的未知参的抽样分布很难处理，应用中ˆ的样本，的样本，产生很多容量为自nF的对每个样本计算ˆ,ˆ,,ˆ2B可以用则)ˆ(DˆBiiB12)ˆ(11，其中BiiB1ˆ1常常是未知的，然而F未知，设F的样本值，是来自Fxxxn,,,21.是相应的经验分布函数nF很大时，当n.FFn接近,FFn代替以中抽样，在nF的得到一个容量为n,ˆ1得值，.,,,**2*1nxxx样本.bootstrap样本这就是的估计那样求出计算估计),,,(ˆ21nxxx),,,,(ˆˆ**2*1nxxx.bootstrapˆ*估计的称为估计样本，个相继地、独立地抽得bootstrapB估计如下：的以这些样本分别求出bootstrap,,,,1bootstrap111**2*1nxxx样本*1ˆbootstrap估计,,,,2bootstrap222**2*1nxxx样本*2ˆbootstrap估计,,,,Bbootstrap**2*1BBBnxxx样本*Bˆbootstrap估计,)ˆ(ˆD的标准误差则ˆBiiB12**)ˆ(11.ˆ11**BiiB其中.bootstrap)ˆ(的估计就是D的估计的步骤是即求bootstrap)ˆ(D按放回自原始数据样本),,,(1210nxxxx抽样的方法，),,,(**2*1*nxxxxn的样本抽得容量为)bootstrap(样本称为相继地、02容量为个独立地求出)1000(BB样本，的bootstrapn),,,,(**2*1*iiiinxxxx.,,2,1Bi样本，计算个对于第bootstrapi),,,,(ˆˆ**2*1*iiiinxxx,,,2,1Bi）的估计个的第称为.bootstrapˆ(*ii计算03ˆˆBiiB12**)ˆ(11.ˆ11**BiiB其中例1某种基金的年回报率是具有分布函数F的连续型随机变量，F未知，.是未知参数的中位数F)(%率现有以下的数据2.101.210.125.92.18的估计，中位数以样本中位数作为总体试求中位.bootstrap估计数估计的标准误差的解将原始样本自小到大排序，中间一个数为12.0，相继地、独立地在上述5个数据中，按放回抽样的方法取样，样本：个得到下述取bootstrap1010B2.182.100.122.185.91样本2.100.122.102.101.213样本2.105.90.122.182.212样本2.102.185.90.122.184样本2.180.122.180.121.215样本2.101.215.92.102.106样本1.211.212.102.182.108样本0.122.100.121.215.97样本2.182.182.182.102.109样本2.102.102.182.102.1810样本样本，对以上每个bootstrap求得样本中位数分别为*1ˆ0.12*2ˆ0.12*3ˆ2.10*4ˆ0.12*5ˆ2.18*6ˆ2.10*7ˆ0.12*8ˆ2.18*9ˆ2.18*10ˆ2.10作为总体中中位数以原始样本确定的样本0.12ˆ的估计，位数估计为其标准误差的bootstrapˆˆ1012**)ˆ(91ii.4579.3二、估计量的均方误差及偏差的bootstrap估计的样本，是来自总体设FXXXXn),,,(21未知，F是感兴趣的随机变量，)(XRR它依赖于.X样本进行，，，骤按照上面所说的三个步000321只是),,,,(bootstrap2**2*1*0iiinixxxxi样本个中对第在,ˆ)(***iiixRR代替计算计算中计算感兴趣且在03.的特征的R)(**REBiiRB1*1例2的是具有分布函数设金属元素铂的升华热F连续型随机变量，是未知参数，的中位数F现测得)(计以以下的数据molkcal136.3136.6135.8135.4134.7135.0134.1143.3147.8148.8134.8135.2134.9149.5141.2135.4134.8135.8135.0133.7134.4134.9134.8134.5134.3135.2的估计，作为总体中位数以样本中位数)(XMM.bootstrap])[(2估计的试求均方误差MEMSE解序，将原始样本自小到大排，个数为左起第0.13513，个数为左起第2.13514于是样本中位数为.1.135)2.1350.135(21,135.1的估计作为总体中位数以.1.135ˆ即.)ˆ()(2MXRR取.])ˆ[()(2MEXR的均值需要估计个样本如下：相继地、独立地抽取10000133.2134.1134.1134.1134.8134.8134.8134.9134.9134.9135.0135.2135.2135.4135.4135.8135.8136.3136.3136.6136.6141.2143.3143.3147.8148.8135.3得样本中位数为10000样本134.3134.5134.5134.5134.7134.8134.8134.8134.8134.8134.9134.9134.9134.9135.0135.4135.4135.4135.4135.4135.8136.6146.5146.5147.8148.8134.9得样本中位数为1样本个样本计算对于第i*iR)(*ixR2*)ˆ(iM,)1.135(2*iM.10000,,2,1i1对于样本2*1)1.135(M2)1.1353.135(,04.010000对于样本2*10000)1.135(M2)1.1359.134(,04.01000012*)1.135(100001iiM07.0,])[(2ME近似.07.0bootstrap])[(2估计为的既得MMSE个数的平均值用这10000例3的样本，是来自总体设FXXXXn),,,(21.),,,(ˆˆ21的估计量是参数nXXX的偏差定义为关于的估计ˆb)ˆ(E.)ˆ(E.0ˆb的无偏估计时是当中，试在例2作为总以样本中位数)(XMM的估计，的中位数体F.bootstrap)(估计的求偏差MEb.1.1352知原始样本的中位数为由例的估计，作为总体中位数以R1.135，即1.135ˆ,ˆ)(MXRR取).ˆ()(MEXR的均值需要估计个样本计算中第对于例i2*iR)(*ixR)ˆ(*iM),1.135(*iM.10000,,2,1i1即有对于样本)1.135(*1M02.010000对于样本1.135*10000M02.0估计为的个数取平均值得到偏差将上述bootstrap10000b1.13514.135.04.0)1.135(100001100001*iiM*b100001*1.135100001iiM三、bootstrap置信区间的容量为是来自总体设nFXXXXn),,(21样本，.),,(2,1是一个已知的样本值nxxxx中F，含有未知参数.),,,(ˆˆ21的估计量是＝nXXX.1的置信区间的置信水平为现在来求中抽相继地、独立地从样本),,,(21nxxxx样本，的个容量为出bootstrapnB估计：的样本求出对于每个bootstrapbootstrap.ˆ,,ˆ,ˆ**2*1B将它们自小到大排序，得*1ˆ*2ˆ*ˆB,ˆ)(XR取的分布作为用对应的**ˆ)(XR的分布的近似，)(XR使和的分布的近似下分位点求出*21*2*ˆ)(XR}ˆˆˆ{*21**2P1于是近似地有}ˆˆˆ{*21**2P1,21Bk记,212Bk的估计，分别作为分位数和式中以*21*2**ˆ,ˆˆˆ21kk得到近似等式}ˆˆ{*)(*)(21kkP1的近似置信区间：的置信水平为由上式就得到1)ˆ,ˆ(*)(*)(21kk置信的的置信水平为这一区间称为bootstrap1.区间.称为分位数法这种求置信区间的方法例4的中位数以样本中位数作为总体中在例)1(2的置信区间；的的置信水平为估计求bootstrap95.012020)2(％截尾均值％截尾均值作为总体以样本的估计，置信区的的置信水平为求bootstrap95.01.间解,26n,10000B个模拟原始样本以及10000.2bootstrap样本见例,bootstrap)1(*1M样本算出中位数对于每一个.,,*10000*2MM到将他们自小到大排序得*)251(*)250(*)2(*)1(MMMM.*)10000(*)9751(*)9750(MMM由1k2k205.010000＝，250205.0110000－，9750＝B,100001,95.0,05.0置信区间为bootstrap),(*)9750(*)250(MM).8.135,8.134(样本中的每一个个中的对于例bootstrap100002)2(％截尾均值：算出样本20,,,,*10000*2*1tttxxx到将它们自小到大排序得*)9750(*)251(*)250(*)2(*)1(tttttxxxxx.*)10000(*)9751(ttxx水平为％截尾均值的一个置信按分位数法得到20置信区间为的bootstrap95.0),(*)9750(*)250(ttxx＝)92.136,85.134(例5存活只数为窝仔猪出生时各窝猪的有30981012111279118977897991099912101091311139的估计，作为总体均值以样本均值x以样本标准的估计，作为总体标准差差s以按分位数求法求.bootstrap90.0置信区间的的置信水平为及解相继地、用放回抽样的独立地自原始样本数据方法，样本：的个容量为得到bootstrap3010000样本18810127111181012791089111013999108138997108样本10000910710979710799131112101212109811999111211