其他抽樣、復雜樣本及方差估計和非抽樣誤差(參考版)
2025-05-17 16:47本頁面
【正文】 其中加權法暗含著使用模型去調整單位無回答，插補法則通常用于項目無回答的調整，而參數(shù)模型在兩種類型無回答中都可能用到。 ? 二重抽樣：從無回答者中抽取具有代表性的子樣本進行再次調查，并利用該子樣本對其他無回答者進行推斷。從調查設計入手降低無回答率。 非抽樣誤差 ? 非抽樣誤差的特點 ? 不隨樣本量增加而減少 ? 造成估計偏差 ? 難以測定與識別 ? 理論相對薄弱 ? 產生渠道： ? 調查設計：調查問卷的設計，抽樣底冊的不完善 ? 數(shù)據搜集階段：調查人員，被調查者，調查工作人員 ? 在數(shù)據處理階段：調查數(shù)據的編輯，編碼、鍵入、估計。 Jackknife和bootstrap方法也可應用于調查中的大部分估計量（但棄 1Jackknife方法對分位數(shù)方差的估計效果不佳）、以及每個樣本中選取兩個以上 psu的分層多階段樣本，但與 BRR相比它們需要的計算量更大。當感興趣的特征是總體總量的平滑函數(shù)時，大樣本下的再抽樣方法與線性化方法是一致的。缺點是，如果要得到一個穩(wěn)健的方差估計量，需要有足夠多的隨機組。但方差估計過程過于復雜。 ? 應用 Taylor定理將估計量線性化： ? 定義新的變量 q ? 計算 的方差，將其作為 方差的近似。通常的形式為 ? 計算關于各個自變量的偏導數(shù)。如果樣本與總體確實相似 ——如果樣本的經驗概率密度函數(shù)（ epmf）與總體的概率密度函數(shù)相似 ——那么從經驗概率密度函數(shù)中產生的樣本應該與從總體中抽取的樣本表現(xiàn)出相同的特性。 復雜樣本的方差估計 ? 隨機組方法 ? 平衡半方法 ? 刀切法 ? 自助法 ? 泰勒級數(shù)法 ? 廣義函數(shù)方差 重抽樣 記作 2)??()1(1)?(?1?????????????kikikkk 它是參數(shù) 的無偏估計，稱估計量 )...2,1(?kii?? 為隨機組。如人們期望的那樣， SSF作為一種事后分層，可以降低估計的方差。在進行系統(tǒng)抽樣時，樣本單元要求在樣本框中分布均勻，所以系統(tǒng)抽樣方差往往比簡單隨機抽樣要小，但具體結果很難量化。 ? ，這帶來clustering effect。 NCVS的抽樣設計對方差估計的影響？ ? NSR層，每一層只抽出 1個 psu，所以在這些層中存在psu間方差（ betweenpsu variance）。 ? 為了估計白人女性所報告的惡性襲擊案件的總數(shù)，作如下定義： ??????，其他女性起惡性襲擊案件的白人個人是報告了，當樣本中第0kikyi??Si ii yw? 使用權重比不使用權重的估計結果要高。比如樣本中年齡較大的白人女性的權重之和比最近的普查資料要大，那么對于樣本中所有年齡較大的白人女性， SSF小于 1。要求每個組至少有 30個回答者，并且計算出的 SSF在 。 權重之和組內所有被訪問的人的組內所有人的權重之和?W H H N A F權重之和組內所有被訪問的人的 組內所有人的權重之和?H H N A F? 兩階段比估計 ： ? 第一階段只針對 NSR的 psu，將所有 psu按照區(qū)域、 MSA級別以及種族進行分組，分別賦予不同的權重 ，調整入樣的 NSR的 psu與所有 psu在普查信息上的差異 ? 最大值： （即權重之和）組內總人數(shù)的樣本估計組內實際總人數(shù)?F SF? 比估計第二階段因子（ secondstage factor，SSF）。 按照 MSA級別，城鎮(zhèn) /農村，以及參照人的種族，將所有家庭分組，對于 HHNAF大于或等于 2的組，會合并，直到所有組的 HHNAF小于 2。 ? HHNAF （ household noninterview adjustment factor） 。 在每個區(qū)域內，來自至少有一個人回答的家庭成員，按照指定參照人的種族、家庭中無回答成員的年齡和性別，以及無回答者與參照人的關系，分成 24組。 ? 無回答權重調整： 增加每一組回答者的權重是為了使它們除了代表原先設計的那些單元，還代表樣本中的無回答者，以及這些無回答者所代表的總體中未入樣的單元。若該群只有 1/3的住房單元被抽中，那么該子樣本中的住房單元的 WCF為 3。 ? NCVS是采用了復雜調查設計，該調查被設計成是 近似自加權 的， ? 1980年以后的 NCVS基本權重（ base weight）為1658： （ 1/住戶單元被抽中的概率） ? 權數(shù)調整 ： ? 加權控制因子（ weightingcontrol factor， WCF） ? 有可能原來 ED中的獨立單元被一座公寓所取代。 ? 1990年 NCVS的無回答率為 1600/48,600，即%。其中： ? 采用主問卷的 56,800個住房單元中（新搬入的住戶則采用另一套問卷）： ? 有 8200個不合格，原因有住房單元無人居住，或者拆除，或者不再作為居民住房等等。 ? 如果僅僅使用普查（每十年一次）獲得的住房單元清單，由于清單內沒有記錄新建的住房單元，那么有可能存在總體的覆蓋不足（ undercoverage）。 ? 一旦抽中某個群，則該群中的 4個住房單元全部入樣。 ? 假設所有 ED的總抽樣比為 1/x：對于 SR的 psu，在每個psu中每隔 x個 ED抽取一個 ED；對于 NSR的 psu，系統(tǒng)抽樣間隔為（ psu的入樣概率） *x。為保證 由 ED組成的樣本近似自加權 。一個 ED包含 300至 400戶家庭，但各個 ED所包含的人口規(guī)模及覆蓋的土地面積差異較大。 ? 在 1990年的 NCVS中，共抽取 84個 SR的 psu和153個 NSR的 psu。（各層的受害率差異較大） ? 在每一層中按照與 psu的人口總數(shù)成比例的概率抽取一個 psu。 ? 所有人口在 550,000及以上的 psu都作為自我代表樣本單元
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