吳 瑛 郭大偉
(安徽師范大學(xué),安徽 蕪湖 241000)
線性混合模型中方差分量的估計(jì)的改進(jìn)
吳 瑛 郭大偉
(安徽師范大學(xué),安徽 蕪湖 241000)
線性混合模型是一類(lèi)有著廣泛應(yīng)用的統(tǒng)計(jì)模型,對(duì)其中的方差分量,常使用方差分析法來(lái)估計(jì)。本文研究了在一種特殊情況下,含三個(gè)方差分量的線性混合隨機(jī)效應(yīng)模型的ANOVA估計(jì),討論了在何種條件下此估計(jì)在均方損失下一致優(yōu)于ANOVA估計(jì)。由于此方差分析估計(jì)取負(fù)值的概率大于零,用在某非負(fù)點(diǎn)截尾的方法給出了方差分量的非負(fù)估計(jì),并給出了得到的估計(jì)在均方損失意義下優(yōu)于截尾之前的估計(jì)的充分條件。
線性混合隨機(jī)效應(yīng)模型;ANOVA估計(jì);非負(fù)估計(jì)
線性混合效應(yīng)模型是一類(lèi)廣泛應(yīng)用于生物,醫(yī)藥,經(jīng)濟(jì),質(zhì)量控制等領(lǐng)域的模型,對(duì)于模型中方差分量的估計(jì),已經(jīng)有了很多種研究方法,比如方差分析估計(jì)(ANOVAE)、極大似然估計(jì)(MLE)、限制極大似然估計(jì)(REMLE)、最小范數(shù)二次無(wú)偏估計(jì)(MINQUE)、譜分解估計(jì)(SDE)、Bayes估計(jì)等.由于ANOVA估計(jì)是一種矩法估計(jì),得到的估計(jì)又是無(wú)偏的,因此關(guān)于它的研究文獻(xiàn)也較多.
我們考察的線性混合模型的一般形式為:
這里, y是 n×1 的因變量的觀測(cè),X 是 n×p 的已知設(shè)計(jì)陣,Ui,(i=1,2)是 n×qi的已知矩陣,β 是 p×1的未知參數(shù),αi為 qi×1的隨機(jī)效應(yīng),ε 是隨機(jī)誤差.αi,ε 相互獨(dú)立且分別服從正態(tài)分布 N(0,)和 N(0,σ2I) .
范永輝、王松桂[2]在均方損失意義下修正了模型(1.1)的ANOVA估計(jì),給出了一個(gè)改進(jìn)方差分析估計(jì)的方法,但當(dāng)(X,U1)和 X 的維數(shù)相同,或者(X,U1,U2)和(X,U1)的維數(shù)相同,則方差分量的 ANOVA估計(jì)就不能唯一確定.為此,許王莉[3]給出了在一類(lèi)估計(jì)族中構(gòu)造了方差參數(shù)的修正ANOVA估計(jì).但是,當(dāng)rank(X:U1:U2)=n時(shí),上述兩種方法都不再可行.本文給出了一種新的處理方法,即使是rank(X:U1:U2)=n,也可以得到方差分量的 ANOVA估計(jì),并給出了一類(lèi)估計(jì)和,在均方損失意義下,討論了優(yōu)于ANOVA估計(jì)的條件.進(jìn)而討論了,的非負(fù)估計(jì),得到了截尾之后的估計(jì),優(yōu)于,的條件.
在模型(1.1)中,令
取矩陣 H1,H2,H 分別滿足條件 H1M=0,H1H1′=In-m1,H2M=0,H2H2′=In-m2,HX=0,HH′=In-r. 用 H1,H2,H 分別對(duì)模型(1.1)作變換,令 z1=H1y,z2=H2y,z=Hy,得到如下新的模型:
證明與定理3.1的證明類(lèi)似.
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[3]許王莉.線性混合模型中方差分量的估計(jì)[J].應(yīng)用概率統(tǒng)計(jì),2009,25(3):301-308.
[4]吳密霞,王松桂.線性混合模型中固定效應(yīng)和方差分量同時(shí)最優(yōu)估計(jì)[J].中國(guó)科學(xué)A輯,2004,34(3):3732384.
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[7]史建紅,王松桂.方差分量的非負(fù)估計(jì)[J].工程數(shù)學(xué)學(xué)報(bào),2004,21(4):6232627
符:A
1672-2868(2011)03-0008-05
2010-11-18
安徽省高校自然科學(xué)研究重點(diǎn)項(xiàng)目(項(xiàng)目編號(hào):KJ2007A012)
吳瑛(1982-),女,安徽合肥人。碩士,研究方向:多元統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用
責(zé)任編輯:陳 侃