R語言與抽樣技術(shù)學(xué)習(xí)筆記（bootstrap）

Bootstrap方法

Bootstrap一詞來源于西方神話故事“The adventures of Baron Munchausen”歸結(jié)出的短語“to pull oneself up by one's bootstrap"，意味著不靠外界力量，依靠自身提升性能。
　　Bootstrap的基本思想是：因?yàn)橛^測樣本包含了潛在樣本的全部的信息，那么我們不妨就把這個樣本看做“總體”。那么相關(guān)的統(tǒng)計(jì)工作（估計(jì)或者檢驗(yàn)）的統(tǒng)計(jì)量的分布可以從“總體”中利用Monte Carlo模擬得到。其做法可以簡單地概括為：既然樣本是抽出來的，那我何不從樣本中再抽樣。

bootstrap基本方法

1、采用重抽樣技術(shù)從原始樣本中抽取一定數(shù)量（自己給定）的樣本，此過程允許重復(fù)抽樣。
　　2、根據(jù)抽出的樣本計(jì)算給定的統(tǒng)計(jì)量T。
　　3、重復(fù)上述N次（一般大于1000），得到N個統(tǒng)計(jì)量T。其均值可以視作統(tǒng)計(jì)量T的估計(jì)。
　　4、計(jì)算上述N個統(tǒng)計(jì)量T的樣本方差，得到統(tǒng)計(jì)量的方差。
　　上述的估計(jì)我們可以看成是Bootstrap的非參數(shù)估計(jì)形式，它基本的思想是用頻率分布直方圖來估計(jì)概率分布。當(dāng)然Bootstrap也有參數(shù)形式，在已知分布下，我們可以先利用總體樣本估計(jì)出對應(yīng)參數(shù)，再利用估計(jì)出的分布做Monte Carlo模擬，得到統(tǒng)計(jì)量分布的推斷。
　　值得一提的是，參數(shù)化的Bootstrap方法雖然不夠穩(wěn)健，但是對于不平滑的函數(shù)，參數(shù)方法往往要比非參數(shù)辦法好，當(dāng)然這是基于你對樣本的分布有一個初步了解的基礎(chǔ)上的。
　　例如：我們要考慮均勻分布U(θ)的參數(shù)θ的估計(jì)。我們采用似然估計(jì)。

    data.sim <- runif(10)  
    theta.hat <- max(data.sim)  
    theta.boot1 <- replicate(1000, expr = {  
        y <- sample(data.sim, size = 10, replace = TRUE)  
        max(y)  
    })  
      
    theta.boot1.estimate <- mean(theta.boot1)  
    cat("the original estimate is ", theta.hat, "after bootstrap is ", theta.boot1.estimate)  

## the original estimate is  0.7398 after bootstrap is  0.7138

[plain] view plain copy
 print?

    hist(theta.boot1)

從結(jié)果來看，倒不是說估計(jì)有多不好，只是說方差比較大，而且它的經(jīng)驗(yàn)分布真的不太像真正的分布，這個近似很糟糕，導(dǎo)致的直接結(jié)果是方差也很大。
　　如果采用參數(shù)方法，我們再來看看：

    theta.boot2 <- replicate(1000, expr = {  
        y <- runif(1000, 0, theta.hat)  
        max(y)  
    })  
      
    theta.boot2.estimate <- mean(theta.boot2)  
    cat("the original estimate is ", theta.hat, "after bootstrap is ", theta.boot2.estimate)  

## the original estimate is  0.7398 after bootstrap is  0.7391

[plain] view plain copy
 print?

    hist(theta.boot2)

結(jié)果從直方圖來看是更優(yōu)秀了，估計(jì)也更好一些，關(guān)鍵是方差變小了，從非參數(shù)的0.0402減少到了7.3944 × 10-4。

bootstrap推斷與bootstrap置信區(qū)間

既然我們已經(jīng)得到了Bootstrap估計(jì)量的經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)，那么一個自然的結(jié)果就是我們可以利用這個分布對統(tǒng)計(jì)量做出一些統(tǒng)計(jì)推斷。例如可以推測估計(jì)量的方差，估計(jì)量的偏差，估計(jì)量的置信區(qū)間等。
現(xiàn)在，我們就來考慮如何做Bootstrap的統(tǒng)計(jì)推斷。

利用Bootstrap估計(jì)偏差

既然Bootstrap將獲得的樣本樣本看成了”總體“，那么估計(jì)量T自然是一個無偏的估計(jì)，Bootstrap數(shù)據(jù)集構(gòu)造的”樣本“的統(tǒng)計(jì)量T與原始估計(jì)量T的偏差自然就是估計(jì)量偏差的一個很好的估計(jì)。
　　具體做法是：
1. 從原始樣本x1,?,xn中有放回的抽取n個樣本構(gòu)成一個Bootstrap數(shù)據(jù)集，重復(fù)這個過程m次，得到m個數(shù)據(jù)集。
2. 對于每個Bootstrap數(shù)據(jù)集，計(jì)算估計(jì)量T的值，記為T?j。
3.T?j的均值是T的無偏估計(jì)，而其與T的差是偏差的估計(jì)。

利用Bootstrap估計(jì)方差

估計(jì)量T的方差的估計(jì)可以看做每個Bootstrap數(shù)據(jù)集的統(tǒng)計(jì)量T的值的方差。
　　以我們遺留的問題，求1到100中隨機(jī)抽取10個數(shù)的中位數(shù)的方差為例來說明。

## [1] 334.2

這個應(yīng)該是一個正確的估計(jì)了。Efron指出要得到標(biāo)準(zhǔn)差的估計(jì)并不需要非常多的Bootstrap數(shù)據(jù)集（m不需要過分的大），通常50已經(jīng)不錯了，m>200是比較少見的（區(qū)間估計(jì)可能需要多一些）
　　在R中，bootstrap包的函數(shù)bootstrap可以幫助你完成這一過程。bootstrap函數(shù)的調(diào)用格式如下：

bootstrap(x,nboot,theta,…, func=NULL)　　

參數(shù)說明：

x：原始抽樣數(shù)據(jù)　　

theta：統(tǒng)計(jì)量T　　

nboot：構(gòu)造Bootstrap數(shù)據(jù)集個數(shù)

library(bootstrap)  
    theta <- function(x) {  
        median(x)  
    }  
    results <- bootstrap(x, 100, theta)  
    print(var(results$thetastar)) 

## [1] 393.2

可以看到兩個的結(jié)果是相近的，所以，利用這個函數(shù)還是不錯的選擇。類似的還有boot包的boot函數(shù)。我們在相關(guān)數(shù)據(jù)的Bootstrap推斷中會用到。

相關(guān)數(shù)據(jù)的Bootstrap推斷

回歸數(shù)據(jù)的Bootstrap推斷

我們之所以可以采用Bootstrap去做這些估計(jì)，蘊(yùn)含了一個很重要的假設(shè)，這些樣本是近似iid的，然而我們不能保證需要推斷的數(shù)據(jù)都是近似獨(dú)立同分布的，對于相關(guān)數(shù)據(jù)的Bootstrap推斷，我們常用的方法有配對的Bootstrap（paired Bootstrap）與殘差法。
　　先說paired Bootstrap，它的基本想法是，對于觀測構(gòu)成的數(shù)據(jù)框，雖然觀測的每一行數(shù)據(jù)是相關(guān)的，但是每行是獨(dú)立的，我們Bootstrap抽樣，每次抽取一行，而不是單獨(dú)的抽一個數(shù)即可。
例如，數(shù)據(jù)集women列出了美國女性的平均身高與體重，我們以體重為響應(yīng)變量，身高為協(xié)變量進(jìn)行回歸，得到回歸系數(shù)的估計(jì)。
　　使用paired Bootstrap：

## the estimate of beta is 3.45 paired bootstrap estimate is 3.452

## the bias is -0.002468 the stand error is 0.126

我們可以看到，估計(jì)量是無偏的，但是這個辦法估計(jì)的方差變化較小，可能導(dǎo)致區(qū)間估計(jì)是不夠穩(wěn)健。我們可以利用boot包的boot函數(shù)來解決。

##
## ORDINARY NONPARAMETRIC BOOTSTRAP
##
##
## Call:
## boot(data = women, statistic = beta, R = 2000)
##
##
## Bootstrap Statistics :
##     original    bias    std. error
## t1*     3.45 -0.002534      0.1208

接下來我們說說殘差法：
1. 由觀測數(shù)據(jù)擬合模型.
2. 獲得響應(yīng)y^i與殘差?i
3. 從殘差數(shù)據(jù)集中有放回的抽取殘差，構(gòu)成Bootstrap殘差數(shù)據(jù)集?^i（這是近似獨(dú)立的）
4. 構(gòu)造偽響應(yīng)Y?i=yi+?^i
5. 對x回歸偽響應(yīng)Y，得到希望得到的統(tǒng)計(jì)量，重復(fù)多次，得到希望的統(tǒng)計(jì)量的經(jīng)驗(yàn)分布，利用它做統(tǒng)計(jì)推斷
　　我們將women數(shù)據(jù)集的例子利用殘差法在做一次，R代碼如下：

lm.reg <- lm(weight ~ height, data = women)  
    y.fit <- predict(lm.reg)  
    y.res <- residuals(lm.reg)  
    y.bootstrap <- rep(1, 15)  
    beta <- NULL  
    for (p in 1:100) {  
        for (i in 1:15) {  
            res <- sample(y.res, 1, replace = TRUE)  
            y.bootstrap[i] <- y.fit[i] + res  
        }  
        beta[p] <- lm(y.bootstrap ~ women$height)$coef[2]  
    }  
    cat("the estimate of beta is", lm(weight ~ height, data = women)$coef[2], "paired bootstrap estimate is",   
        mean(beta)) 

## the estimate of beta is 3.45 paired bootstrap estimate is 3.436

## the bias is 0.01436 the stand error is 0.08561

可以看到，利用殘差法得到的方差更為穩(wěn)健，做出的估計(jì)也更為的合理。
　　這里需要指出一點(diǎn)，Bootstrap雖然可以處理相關(guān)數(shù)據(jù)，但是在變量篩選方面，其效果遠(yuǎn)不如Cross Validation準(zhǔn)則好。

時(shí)間序列數(shù)據(jù)中的Bootstrap方法

還有一類數(shù)據(jù)的相關(guān)性是上述假定也不滿足的，那就是時(shí)間序列數(shù)列。那么如何利用Bootstrap來推斷時(shí)間序列呢？我們以1947年–1991年美國GNP季度增長率數(shù)據(jù)為例進(jìn)行說明。這個數(shù)據(jù)來自《金融時(shí)間序列分析》一書，數(shù)據(jù)可以在這里下載。
        我們先來了解一下這個數(shù)據(jù)：

對于這個數(shù)據(jù)集，假設(shè)我想利用這些增長率估計(jì)平均增長率，顯然直接從這些數(shù)據(jù)中有放回抽樣是不合理的，因?yàn)樗鼈兪窍嘁赖模凑战鹑诘恼f法，它們還存在波動性聚集。但是我們?nèi)匀徊环料冗@么計(jì)算，可以與之后的“正確”結(jié)果對比一下。

## mean estimate is: 0.7691 variance is: 0.01215

對于這類問題，一個利用我們前面描述的辦法可以解決的方案就是利用參數(shù)的Bootstrap方法。我們可以先考慮對時(shí)間序列建模：

##
##  Augmented Dickey-Fuller Test
##
## data:  gnp1
## Dickey-Fuller = -5.153, Lag order = 5, p-value = 0.01
## alternative hypothesis: stationary

我們從上面的圖片以及平穩(wěn)性檢驗(yàn)很快就可以發(fā)現(xiàn)，AR(3)是對這個時(shí)間序列的不錯的描述，那么我們先求取這個模型的參數(shù)估計(jì)：

## mean estimate is: 0.7691 variance is: 0.01215

可以看到兩者的結(jié)果是差不多的，究其原因是因?yàn)檫@是一個平穩(wěn)過程，所以相差不大，我們來看一個非平穩(wěn)的例子，很快就能發(fā)現(xiàn)不同：

## mean is: -5574## [1] "In the iid case:"

## mean estimate is: -5560 variance is: 86089## [1] "In the dependence case:"

## mean estimate is: -5560 variance is: 86089

但是這種明顯需要知道模型，或者正確模型設(shè)定才能得到比較好的結(jié)果的Bootstrap是不穩(wěn)健的，如果上面我們采用了一個非真實(shí)的模型，結(jié)果會變?yōu)椋?

##
## Call:
## arima(x = data.sim, order = c(5, 3, 1))
##
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3     ar4     ar5    ma1
##       -1.149  -0.260  -0.137  -0.142  -0.024  0.897
## s.e.   0.121   0.074   0.069   0.070   0.048  0.112
##
## sigma^2 estimated as 1.02:  log likelihood = -713.5,  aic = 1441

從建模的角度來說，這個也是不錯的一個模型，那么它的估計(jì)可以由下面代碼給出：

## mean estimate is: -5560 variance is: 86089

我們可以想見，在置信區(qū)間上這會給出一個比較寬的置信區(qū)間，這很有可能是我們不想見到的。那么，我們有沒有穩(wěn)健些的非參數(shù)方法呢？這是有的，這個方法通常被稱為“Block Bootstrap”方法。
　　Block Bootstrap的思想很簡單，雖然時(shí)間序列存在相關(guān)，但是自相關(guān)系數(shù)可能在若干延遲后就可以忽略不計(jì)了。那么我們?nèi)∫粋€區(qū)間長度，將整個樣本分為若干個區(qū)間，序列的順序不改變，而區(qū)間之間看做近似獨(dú)立的，我們對這些區(qū)間（block）做Bootstrap。如果區(qū)間間不存在重疊，我們稱之為"Nonmoving block bootstrap";如果區(qū)間存在重疊（如樣本為1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 10，我們將區(qū)間分為就可以稱作"Moving block bootstrap"。
　　我們還是來考慮GNP數(shù)據(jù)，我們假設(shè)block長度為6，去掉前2個數(shù)據(jù)。利用"Nonmoving block bootstrap"我們有：

## the mean estimate is 0.7781 the sample standard deviation is 0.1016

對于Moving block bootstrap，我們有：

## the mean estimate is 0.7896 the sample standard deviation is 0.1114

在tseries包中提供了tsbootstrap函數(shù)，來完成block Bootstrap過程。函數(shù)調(diào)用格式如下：

tsbootstrap(x, nb = 1, statistic = NULL, m = 1, b = NULL, type = c(“stationary”,“block”), …)

參數(shù)說明：

x:原始數(shù)據(jù)，必須是數(shù)值向量或時(shí)序列

nb:Bootstrap數(shù)據(jù)集個數(shù)

statistic：Bootstrap統(tǒng)計(jì)量

我們可以將上面的例子利用tsbootstrap函數(shù)再算一次：

data <- read.table("D:/R/data/dgnp82.txt")  
    gnp <- data * 100  
    gnp1 <- ts(gnp, fre = 4, start = c(1947, 2))  
    tsbootstrap(gnp1, nb = 500, mean, type = "block")

##
## Call:
## tsbootstrap(x = gnp1, nb = 500, statistic = mean, type = "block")
##
## Resampled Statistic(s):
##   original       bias std. error
##     0.7741     0.0316     0.1056

這與我們算的也差不多。
　　最后，我們提一下自相關(guān)系數(shù)的Bootstrap估計(jì)，這個有些類似多元統(tǒng)計(jì)中用到的拉直變換的逆變換，我們僅通過tsbootstrap提供的example來看看，具體內(nèi)容可以參閱Paolo Giudici et al.的*Computational Statistic*一書。

##
## Call:
## tsbootstrap(x = x, nb = 500, statistic = acflag1, m = 2)
##
## Resampled Statistic(s):
##   original       bias std. error
##    0.61538   -0.00549    0.02701

Bootstrap置信區(qū)間

說到Bootstrap推斷總會說到假設(shè)檢驗(yàn)與置信區(qū)間。那么Bootstrap的置信區(qū)間如何求解呢？
一般來說有以下幾種方法：

標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)Bootstrap置信區(qū)間

基本Bootstrap置信區(qū)間

分位數(shù)Bootstrap置信區(qū)間

Bootstrap t置信區(qū)間

BCa 置信區(qū)間

先說說標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)Bootstrap置信區(qū)間，這是通過構(gòu)造偽Z統(tǒng)計(jì)量(\( z=\frac{\hat{\theta}-E(\hat{\theta})}{se(\hat{\theta})} \))，假設(shè)Z服從正態(tài)分布，根據(jù)Z的分位數(shù)來構(gòu)造置信區(qū)間，當(dāng)然假設(shè)Z服從t分布也是可以的。

基本的Bootstrap置信區(qū)間是由置信區(qū)間的定義\[ P ( L < \hat{\theta}-\theta < U )=1- \alpha \]得到的啟發(fā),利用Bootstrap分位數(shù)\( \hat{\theta}_{U}^{*} \)和\( \hat{\theta}_{L}^{*} \)來估計(jì)統(tǒng)計(jì)量的置信區(qū)間，即通過\[ P(\hat{\theta}_{L}^{*}-\hat{\theta}<\theta^{*}-\hat{\theta}<\hat{\theta}_{U}^{*}-\hat{\theta})\approx1-\alpha \]可以將區(qū)間估計(jì)為：\[ (2\hat{\theta} - \hat{\theta}_{U}^{*}\hspace{1em} ,\hspace{1em} 2\hat{\theta}-\hat{\theta}_{L}^{*}) \]

分位數(shù)Bootstrap的想法比較簡單：既然我們將Bootstrap數(shù)據(jù)集求出的統(tǒng)計(jì)量的經(jīng)驗(yàn)分布視為統(tǒng)計(jì)量的分布，那么它的置信區(qū)間自然就應(yīng)該是這個統(tǒng)計(jì)量的上下兩側(cè)的分位數(shù)。
　　Bootstrap t置信區(qū)間又稱為學(xué)生Bootstrap置信區(qū)間，它是通過Bootstrap構(gòu)造偽t統(tǒng)計(jì)量(\( t=\frac{\hat{\theta}-E(\hat{\theta})}{se(\hat{\theta})} \))，這與正態(tài)Bootstrap置信區(qū)間類似，但是這與正態(tài)Bootstrap不同的是，統(tǒng)計(jì)量t并不是簡單的服從student-t分布，而是構(gòu)造Bootstrap數(shù)據(jù)集時(shí)，利用這個Bootstrap數(shù)據(jù)集再次進(jìn)行Bootstrap，得到一個t統(tǒng)計(jì)量，由于我們有m個Bootstrap數(shù)據(jù)集，那么我們就有m個t統(tǒng)計(jì)量，利用這些t統(tǒng)計(jì)量的分位數(shù)作為t分布的分位數(shù)，求取置信區(qū)間。這里我們嵌套了一個Bootstrap是為了求出偽t統(tǒng)計(jì)量的方差，這在一些文獻(xiàn)中又被稱為經(jīng)驗(yàn)Bootstrap t置信區(qū)間。我們有時(shí)也會利用delta method 求解t統(tǒng)計(jì)量的方差，它的好處就在于不需要通過額外的Bootstrap求解方差了，時(shí)間上有優(yōu)化，但是精度方面，究竟誰最優(yōu)，還是有待商榷的。
　　BCa區(qū)間的想法是：分位數(shù)Bootstrap置信區(qū)間可能由于偏差或者偏度使得估計(jì)量沒有那么好的覆蓋率，我們聲稱的置信水平\( \alpha \)可能并不對應(yīng)\( \alpha \)分位數(shù)，那么我就對估計(jì)量施加一個變換，使得它的偏差與偏度得到修正，那么就找到\( \alpha \)實(shí)際對應(yīng)的分位數(shù)，利用實(shí)際的分位數(shù)給出估計(jì)。這是由Efron于1987年提出的，如果偏差與偏度都是0的話，它就是分位數(shù)法求出的置信區(qū)間了。偏差的修正是利用中位數(shù)的偏差來進(jìn)行修正，偏度的修正是利用Jackknife估計(jì)得到的。
　　boot包里的boot.ci函數(shù)可以輕松地計(jì)算這5種置信區(qū)間，其調(diào)用格式為：

boot.ci(boot.out, conf = 0.95, type = “all”, index = 1:min(2,length(boot.out$t0)), var.t0 = NULL, var.t = NULL, t0 = NULL, t = NULL, L = NULL, h = function(t) t, hdot = function(t) rep(1,length(t)), hinv = function(t) t, …)

我們以computational statistics一書的Copper-Nickel Alloy數(shù)據(jù)為例說明這個函數(shù)的使用：

這個數(shù)據(jù)是關(guān)于金屬腐蝕與金屬體積的數(shù)據(jù)，我們要估計(jì)的估計(jì)量為以腐蝕損失為響應(yīng)變量的回歸的自變量回歸系數(shù)與截距項(xiàng)之比，（這里我們不考慮估計(jì)量的意義），這里我們可以利用delta方法，認(rèn)為估計(jì)量就是兩個回歸系數(shù)的估計(jì)量之比。

    theta.boot <- function(dat, ind) {  
        y <- dat[ind, 1]  
        z <- dat[ind, 2]  
        theta <- as.numeric(coef(lm(z ~ y))[2]/coef(lm(z ~ y))[1])  
        model <- lm(z ~ y)  
        cov.m <- summary(lm(z ~ y))$cov  
        theta.var <- (theta^2) * (cov.m[2, 2]/(model$coef[2]^2) + cov.m[1, 1]/(model$coef[1]^2) -   
            2 * cov.m[1, 2]/(prod(model$coef)))  
        theta.var <- as.numeric((theta.var))  
        c(theta, theta.var)  
    }  
    dat <- read.table("D:/R/data/alloy.txt", head = TRUE)  
    boot.obj <- boot(dat, statistic = theta.boot, R = 2000)  
    print(boot.obj) 
##
## ORDINARY NONPARAMETRIC BOOTSTRAP
##
##
## Call:
## boot(data = dat, statistic = theta.boot, R = 2000)
##
##
## Bootstrap Statistics :
##       original     bias    std. error
## t1* -1.851e-01 -1.270e-03   8.342e-03
## t2*  7.466e-06  1.373e-06   3.244e-06

    print(boot.ci(boot.obj)) 

## BOOTSTRAP CONFIDENCE INTERVAL CALCULATIONS
## Based on 2000 bootstrap replicates
##
## CALL :
## boot.ci(boot.out = boot.obj)
##
## Intervals :
## Level      Normal              Basic             Studentized     
## 95%   (-0.2002, -0.1675 )   (-0.1971, -0.1649 )   (-0.1978, -0.1690 )  
##
## Level     Percentile            BCa          
## 95%   (-0.2053, -0.1730 )   (-0.2030, -0.1722 )  
## Calculations and Intervals on Original Scale

這里的Bootstrap t利用的就是delta方法求解估計(jì)量\( \theta \)的方差的，與經(jīng)驗(yàn)Bootstrap t有那么一點(diǎn)點(diǎn)的區(qū)別，我們這里也報(bào)告一個經(jīng)驗(yàn)Bootstrap t的置信區(qū)間好了：

boot.t.ci <- function(x, B = 500, R = 100, level = 0.95, statistic) {  
        # compute the bootstrap t CI  
        x <- as.matrix(x)  
        n <- nrow(x)  
        stat <- numeric(B)  
        se <- numeric(B)  
        boot.se <- function(x, R, f) {  
            # local function to compute the bootstrap estimate of standard error for  
            # statistic f(x)  
            x <- as.matrix(x)  
            m <- nrow(x)  
            th <- replicate(R, expr = {  
                i <- sample(1:m, size = m, replace = TRUE)  
                f(x[i, ])  
            })  
            return(sd(th))  
        }  
        for (b in 1:B) {  
            j <- sample(1:n, size = n, replace = TRUE)  
            y <- x[j, ]  
            stat[b] <- statistic(y)  
            se[b] <- boot.se(y, R = R, f = statistic)  
        }  
        stat0 <- statistic(x)  
        t.stats <- (stat - stat0)/se  
        se0 <- sd(stat)  
        alpha <- 1 - level  
        Qt <- quantile(t.stats, c(alpha/2, 1 - alpha/2), type = 1)  
        names(Qt) <- rev(names(Qt))  
        CI <- rev(stat0 - Qt * se0)  
    }  
    stat <- function(dat) {  
        z <- dat[, 2]  
        y <- dat[, 1]  
        theta <- as.numeric(coef(lm(z ~ y))[2]/coef(lm(z ~ y))[1])  
    }  
    ci <- boot.t.ci(dat, statistic = stat, B = 200, R = 50)  
    print(ci) 

## 2.5% 97.5% ## -0.2030 -0.1688

這個程序運(yùn)行十分緩慢，我們看看他的運(yùn)行時(shí)間：

## user system elapsed## 34.46 0.04 35.32

這對于我的落后的電腦來說是個很大的打擊，估計(jì)要是不是R而是C++，matlab的話，可能會死掉吧。所以可以用delta method求解近似的估計(jì)問題，還是謹(jǐn)慎的使用經(jīng)驗(yàn)Bootstrap t吧。還有這里都是使用paired Bootstrap給出的估計(jì)，你可以用殘差法試試，看看估計(jì)區(qū)間會不會更大些。

Jackknife after bootstrap

我們前面介紹了利用Bootstrap估計(jì)給出偏差與方差的估計(jì)，而這些Bootstrap本身又是一個估計(jì)量，我們也想知道這個估計(jì)量的好壞，那么它們的偏差，方差怎么估計(jì)呢？再用一次Bootstrap，或者用一次Jackknife是一個不錯的選擇，但是這個效率是十分低下的，我們看經(jīng)驗(yàn)Bootstrap就知道了，這是一個讓人很厭煩的過程，在這里我們絕對不會再一次重復(fù)這個讓人火大的操作。萬幸的是，我們有一個稍微好些的辦法來解決這個問題，這就是著名的Jackknife after Bootstrap。
　　我們將算法描述如下：　　　
　　記\( X_{i}^{*} \)為一次Bootstrap抽樣，\( X_{1}^{*},\cdots,X_{B}^{*} \)是樣本大小為B的Bootstrap數(shù)據(jù)集，令\( J(i) \)表示不含總體樣本的元素\( x_{i} \)的Bootstrap數(shù)據(jù)集，我們利用\( J(i) \)作為一次Jackknife重復(fù)，這有點(diǎn)類似delete-K Jackknife，標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)量的Jackknife估計(jì)為\[ \hat{se}_{jack}(\hat{se}_{Boot}(\hat{\theta}))=\sqrt{\frac{n-1}{n}\sum_{i=1}^{n}(\hat{se}_{Boot(i)}-\overline{\hat{se}_{Boot(\cdot)}})^2}\\\hat{se}_{Boot(i)}=\sqrt{\frac{1}{B(i)}\sum_{j\in J(i)}(\hat{\theta}_{(j)}-\overline{\hat{\theta}_{(J(i))}})^2}\\\overline{\hat{\theta}_{(J(i))}}=\frac{1}{B(i)}\sum_{j\in J(i)}\hat{\theta}_{(j)} \]其中B(i)表示不含\( x_{i} \)的樣本個數(shù)。
　　我們來看金屬腐蝕與金屬體積數(shù)據(jù)的估計(jì)量的方差的方差的估計(jì)：

## [1] 8.838e-05

Bootstrap的方差縮減問題

要知道方差縮減，首先需要明白方差來源于何處？對于Bootstrap而言，方差的來源主要有兩個方面：一個是原始樣本抽樣的方差，另一個是Bootstrap抽樣產(chǎn)生的方差。
　　原始樣本抽樣的方差在這里我們假定是沒法改進(jìn)的，那么Bootstrap抽樣的方差該如何減少呢？這可以借鑒Monte Carlo中的方差縮減技術(shù)，采用重要抽樣，關(guān)聯(lián)抽樣等辦法，其中關(guān)聯(lián)抽樣的方法運(yùn)用于Bootstrap，就產(chǎn)生了平衡Bootstrap與方向Bootstrap兩種方法。

Further reading

看上去我們已經(jīng)較為完善的討論了隨機(jī)化檢驗(yàn)、Jackknife、Bootstrap的基本內(nèi)容，但是我們還是有很多沒涉及到的東西，特別是在時(shí)間序列的Bootstrap里關(guān)于block長度的確定，Bootstrap效率分析等。Shao和Tu(1995),Li和Maddala(1996)都較為詳盡的討論了Bootstrap在時(shí)間序列中的應(yīng)用，后者還添加了不少Bootstrap在經(jīng)濟(jì)學(xué)中的應(yīng)用。