Взвешивание обратной вероятности - Википедия - Inverse probability weighting

Взвешивание обратной вероятности статистический метод расчета статистики, стандартизированный псевдопопуляция отличается от того, в котором были собраны данные. Часто применяются планы исследований с разрозненной выборкой и популяцией целевой группы (целевая группа).^[1] Могут существовать запретительные факторы, не позволяющие исследователям напрямую брать образцы из целевой группы, такие как стоимость, время или этические соображения.^[2] Решением этой проблемы является использование альтернативной стратегии проектирования, например стратифицированная выборка. Взвешивание при правильном применении потенциально может повысить эффективность и уменьшить смещение невзвешенных оценок.

Одна очень ранняя взвешенная оценка - это Оценка Хорвица – Томпсона среднего.^[3] Когда вероятность выборки известно, из которого выборочная совокупность берется из целевой совокупности, то величина, обратная этой вероятности, используется для взвешивания наблюдений. Этот подход был обобщен для многих аспектов статистики в различных рамках. В частности, есть взвешенная вероятность, взвешенные оценочные уравнения, и взвешенные плотности вероятности на основании которых получено большинство статистических данных. Эти приложения систематизировали теорию другой статистики и оценок, таких как маргинальные структурные модели, то стандартизованный коэффициент смертности, а EM алгоритм для грубых или агрегированных данных.

Взвешивание обратной вероятности также используется для учета отсутствующих данных, когда субъекты с отсутствующими данными не могут быть включены в первичный анализ.^[4]С оценкой вероятности выборки или вероятности того, что фактор будет измерен в другом измерении, обратное взвешивание вероятности может быть использовано для завышения веса для субъектов, которые недостаточно представлены из-за большой степени отсутствующие данные.

Средневзвешенная оценка обратной вероятности (IPWE)

Оценщик с обратной вероятностью взвешивания может использоваться для демонстрации причинно-следственной связи, когда исследователь не может провести контролируемый эксперимент, но имеет наблюдаемые данные для моделирования. Поскольку предполагается, что лечение не назначается случайным образом, цель состоит в том, чтобы оценить контрфактический или потенциальный результат, если бы всем субъектам в популяции было назначено любое лечение.

Предположим, что наблюдаемые данные ${ displaystyle {{ bigl (} X_ {i}, A_ {i}, Y_ {i} { bigr)} } _ {i = 1} ^ {n}}$ нарисованный i.i.d^{[требуется разъяснение ]} (независимые и одинаково распределенные) из неизвестного распределения P, где

${ Displaystyle X in mathbb {R} ^ {p}}$ ковариаты
${ Displaystyle А в {0,1 }}$ это два возможных лечения.
${ Displaystyle Y in mathbb {R}}$ отклик
Мы не предполагаем, что лечение назначается случайным образом.

Цель - оценить потенциальный результат, ${ Displaystyle Y ^ {*} { bigl (} а { bigr)}}$ , это наблюдалось бы, если бы субъекту назначили лечение a. Затем сравните средний результат, если бы всем пациентам в популяции было назначено любое лечение: ${ Displaystyle му _ {а} = mathbb {E} Y ^ {*} (а)}$ . Мы хотим оценить ${ Displaystyle mu _ {а}}$ с использованием данных наблюдений ${ displaystyle {{ bigl (} X_ {i}, A_ {i}, Y_ {i} { bigr)} } _ {i = 1} ^ {n}}$ .

Формула оценщика

${ displaystyle { hat { mu}} _ {a, n} ^ {IPWE} = { frac {1} {n}} sum _ {i = 1} ^ {n} Y_ {i} { гидроразрыв { mathbf {1} _ {A_ {i} = a}} {{ hat {p}} _ {n} (A_ {i} = a | X_ {i})}}}$

Создание IPWE

${ displaystyle mu _ {a} = mathbb {E} {Y1_ {A = a} / p (A | X) }}$ куда ${ Displaystyle p (a | x) = P (A = a, X = x) / P (X = x)}$
строить ${ Displaystyle { шляпа {р}} _ {п} (а | х)}$ или же ${ Displaystyle р (а | х)}$ с использованием любой модели склонности (часто модели логистической регрессии)
${ displaystyle { hat { mu}} _ {a, n} ^ {IPWE} = n ^ {- 1} Sigma _ {i = 1} ^ {n} Y_ {i} 1_ {A_ {i} = a} / { hat {p}} _ {n} (A_ {i} | X_ {i})}$

После вычисления среднего значения каждой группы лечения можно использовать статистический t-критерий или тест ANOVA для оценки разницы между средними значениями группы и определения статистической значимости эффекта лечения.

Предположения

Последовательность: ${ Displaystyle Y = Y ^ {*} (А)}$
Никаких неизмеренных искажающих факторов: ${ Displaystyle {Y ^ {*} (0), Y ^ {*} (1) } perp A | X}$ ${ Displaystyle {Y ^ {*} (0), Y ^ {*} (1) } perp A | X}$
- Назначение лечения основано исключительно на данных ковариации и не зависит от потенциальных результатов.
Позитивность: ${ Displaystyle Р (А = а | Х = х)> 0}$ для всех ${ displaystyle a}$ и ${ displaystyle x}$

Ограничения

Средневзвешенная оценка обратной вероятности (IPWE) может быть нестабильной, если предполагаемые склонности малы. Если вероятность назначения какого-либо лечения мала, тогда модель логистической регрессии может стать нестабильной вокруг хвостов, в результате чего IPWE также станет менее стабильным.

Расширенная обратная взвешенная оценка вероятности (AIPWE)

Альтернативная оценка - это расширенная оценка с обратной взвешенной вероятностью (AIPWE), сочетающая в себе свойства оценки на основе регрессии и оценки с обратной взвешенной вероятностью. Следовательно, это «вдвойне надежный» метод, поскольку он требует только правильного определения модели склонности или результата, но не того и другого вместе. Этот метод дополняет IPWE, чтобы уменьшить изменчивость и повысить эффективность оценки. Эта модель придерживается тех же предположений, что и взвешенная оценка обратной вероятности (IPWE).^[5]

Формула оценщика

${ displaystyle { hat { mu}} _ {a, n} ^ {AIPWE} = { frac {1} {n}} sum _ {i = 1} ^ {n} { Biggl (} { frac {Y_ {i} 1_ {A_ {i} = a}} {{ hat {p}} _ {n} (A_ {i} | X_ {i})}} - { frac {1_ {A_ {i} = a} - { hat {p}} _ {n} (A_ {i} | X_ {i})} {{ hat {p}} _ {n} (A_ {i} | X_ { i})}} { hat {Q}} _ {n} (X_ {i}, a) { Biggr)}}$

Создание AIPWE

Построить оценку регрессии ${ Displaystyle { Hat {Q}} _ {п} (х, а)}$ предсказывать исход ${ displaystyle Y}$ на основе ковариат ${ displaystyle X}$ и лечение ${ displaystyle A}$
Построить оценку склонности ${ displaystyle { hat {p}} _ {n} (A_ {i} | X_ {i})}$
Объедините в AIPWE, чтобы получить ${ displaystyle { hat { mu}} _ {a, n} ^ {AIPWE}}$