“倾向得分匹配”的版本间的差异
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+ | |description=是一种用于估计治疗、政策或其他干预的效果统计匹配技术 | ||
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− | {{ | + | 在观察数据的统计分析中,'''倾向性评分匹配 Propensity Score Matching (PSM)'''是一种用于估计治疗、政策或其他干预的效果统计匹配技术,方法是将协变量对样本“是否接受处理”的影响考虑在内。PSM试图减少由于混杂变量造成的偏倚。这些偏倚一般会在那些只对处理单元和对照单元的结果做简单对比的评估中出现。保罗·罗森鲍姆 Paul R. Rosenbaum和唐纳德·鲁宾 Donald Rubin在1983年介绍了这项技术。<ref name="Rosenbaum 1983 41–55">{{cite journal |last=Rosenbaum |first=Paul R. |last2=Rubin |first2=Donald B. |title=The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects |journal=[[Biometrika]] |year=1983 |volume=70 |issue=1 |pages=41–55 |doi=10.1093/biomet/70.1.41 |doi-access=free }}</ref> |
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出现偏倚的原因可能是某个因素通过决定样本是否接受处理而导致了处理组和对照组的效果(如平均处理效果)差异,而不是处理本身导致了差异。在随机实验中,随机化选择样本可以做到对处理效果的无偏估计,根据大数定律,随机化分配机制意味着每个协变量将在处理组和对照组中呈现类似的分布。不幸的是,对于观察性研究来说,研究对象通常不是随机接受处理的。匹配就是要减少对象非随机接受处理产生的偏倚,并模拟随机试验,方法是从处理组和对照组中分别取样,让两组样本的全部协变量都比较接近。 | 出现偏倚的原因可能是某个因素通过决定样本是否接受处理而导致了处理组和对照组的效果(如平均处理效果)差异,而不是处理本身导致了差异。在随机实验中,随机化选择样本可以做到对处理效果的无偏估计,根据大数定律,随机化分配机制意味着每个协变量将在处理组和对照组中呈现类似的分布。不幸的是,对于观察性研究来说,研究对象通常不是随机接受处理的。匹配就是要减少对象非随机接受处理产生的偏倚,并模拟随机试验,方法是从处理组和对照组中分别取样,让两组样本的全部协变量都比较接近。 | ||
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例如,人们想知道吸烟的后果。但是随机分配让患者“吸烟”是不道德的,所以需要做一个观察性研究。简单地通过对比评估吸烟者和不吸烟者来估计平均处理效果将产生偏差,它会受到能影响吸烟行为的因素的影响(例如:性别及年龄)。PSM要做的是通过让处理组和对照组的控制变量尽量相似来达到控制这些偏差的目的。 | 例如,人们想知道吸烟的后果。但是随机分配让患者“吸烟”是不道德的,所以需要做一个观察性研究。简单地通过对比评估吸烟者和不吸烟者来估计平均处理效果将产生偏差,它会受到能影响吸烟行为的因素的影响(例如:性别及年龄)。PSM要做的是通过让处理组和对照组的控制变量尽量相似来达到控制这些偏差的目的。 | ||
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==综述== | ==综述== | ||
+ | PSM适用于非实验环境中[[因果推断]]和简单选择偏差的情况,其中: (i)对照组与处理组中的类似单元很少; (ii)选择与处理单元类似的对照单元集合很困难,因为必须对一组高维的协变量特征进行比较。 | ||
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在常规的匹配机制中,对一组能够区分处理组和对照组的特征做匹配,以使两组的特征更加相似。但如果这两个组的特征没有显著的重叠,那么可能会引入实质性的错误。例如,拿对照组最糟的病例和处理组最好的病例进行比较,结果可能倾向于回归均值,这会让对照组看起来比实际情况更好或更糟。 | 在常规的匹配机制中,对一组能够区分处理组和对照组的特征做匹配,以使两组的特征更加相似。但如果这两个组的特征没有显著的重叠,那么可能会引入实质性的错误。例如,拿对照组最糟的病例和处理组最好的病例进行比较,结果可能倾向于回归均值,这会让对照组看起来比实际情况更好或更糟。 | ||
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PSM利用观察数据预测样本落入不同分组(例如,处理组与控制组)的概率,通常用Logistic回归方法,然后利用此概率创造一个反事实的群体。倾向性评分可用于匹配,也可作为协变量,可以单独使用,也可以与其他匹配变量或协变量一同使用。 | PSM利用观察数据预测样本落入不同分组(例如,处理组与控制组)的概率,通常用Logistic回归方法,然后利用此概率创造一个反事实的群体。倾向性评分可用于匹配,也可作为协变量,可以单独使用,也可以与其他匹配变量或协变量一同使用。 | ||
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==一般步骤== | ==一般步骤== | ||
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1. 做Logistic回归: | 1. 做Logistic回归: | ||
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*因变量:参与处理(属于处理组),则''Z'' = 1;未参与处理(属于对照组),则''Z'' = 0。 | *因变量:参与处理(属于处理组),则''Z'' = 1;未参与处理(属于对照组),则''Z'' = 0。 | ||
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*选择合适的混杂因素(既影响处理方式又影响处理结果的变量) | *选择合适的混杂因素(既影响处理方式又影响处理结果的变量) | ||
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*计算倾向性评分的[[Estimator|估计量]]:预测概率(''p'')或log[''p''/(1 − ''p'')]。 | *计算倾向性评分的[[Estimator|估计量]]:预测概率(''p'')或log[''p''/(1 − ''p'')]。 | ||
− | + | 2. 依照倾向性评分的估计量进行分层,检查协变量的倾向性评分的估计量在每层处理组和对照组是否均衡 | |
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*使用标准化差异指标或者图形来检验分布情况 | *使用标准化差异指标或者图形来检验分布情况 | ||
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3. 根据倾向性评分的估计量,将每个处理组个体与一个或多个对照组个体进行匹配,使用以下方法之一: | 3. 根据倾向性评分的估计量,将每个处理组个体与一个或多个对照组个体进行匹配,使用以下方法之一: | ||
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*[[Nearest neighbor search|最近邻匹配]] | *[[Nearest neighbor search|最近邻匹配]] | ||
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*卡钳匹配:在处理单元倾向性评分的一个范围内选取对照单元,范围的宽度通常用倾向性评分的标准差乘上一个比例值 | *卡钳匹配:在处理单元倾向性评分的一个范围内选取对照单元,范围的宽度通常用倾向性评分的标准差乘上一个比例值 | ||
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*[[Mahalanobis distance|马氏度量]] 与PSM配合使用 | *[[Mahalanobis distance|马氏度量]] 与PSM配合使用 | ||
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*[[Stratified sampling|分层匹配]] | *[[Stratified sampling|分层匹配]] | ||
− | + | *双重差分匹配(核和局部线性加权) | |
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*精确匹配 | *精确匹配 | ||
+ | 4. 对比处理组和对照组的匹配样本或加权样本,验证协变量是否均衡 | ||
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5. 基于新样本的多变量分析 | 5. 基于新样本的多变量分析 | ||
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* 如果每个参与者都匹配了多个非参与者,则适当应用非独立匹配样本分析 | * 如果每个参与者都匹配了多个非参与者,则适当应用非独立匹配样本分析 | ||
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注意:当一个处理样本有多个匹配时,则必须用加权最小二乘法,而不能用普通最小二乘法。 | 注意:当一个处理样本有多个匹配时,则必须用加权最小二乘法,而不能用普通最小二乘法。 | ||
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==形式定义 == | ==形式定义 == | ||
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===基本设置=== | ===基本设置=== | ||
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基本场景<ref name="Rosenbaum 1983 41–55" />是,有两种处理方式(分别记为1和0),''N''个[[Independent and identically distributed random variables|独立同分布]]个体。每个个体''i''如果接受了处理则响应为<math>r_{1i}</math>,接受控制则响应为<math>r_{0i}</math>。被估计量是[[average treatment effect|平均处理效应]]:<math>E[r_1]-E[r_0]</math>。变量<math>Z_i</math>指示个体''i''接受处理(''Z'' = 1)还是接受控制(''Z'' = 0)。让<math>X_i</math>代表第''i''个个体处理前观测值(或者协变量)的向量。对<math>X_i</math>的测量发生于处理前,但是<math>X_i</math>中也可以不包括那些决定是否接受处理的特征。个体编号(即:''i'' = 1, ..., ''i'' = ''N'')不包含任何<math>X_i</math>所包含信息之外的的信息。以下部分在讨论某些个体的随机行为的时候将省略索引''i''。 | 基本场景<ref name="Rosenbaum 1983 41–55" />是,有两种处理方式(分别记为1和0),''N''个[[Independent and identically distributed random variables|独立同分布]]个体。每个个体''i''如果接受了处理则响应为<math>r_{1i}</math>,接受控制则响应为<math>r_{0i}</math>。被估计量是[[average treatment effect|平均处理效应]]:<math>E[r_1]-E[r_0]</math>。变量<math>Z_i</math>指示个体''i''接受处理(''Z'' = 1)还是接受控制(''Z'' = 0)。让<math>X_i</math>代表第''i''个个体处理前观测值(或者协变量)的向量。对<math>X_i</math>的测量发生于处理前,但是<math>X_i</math>中也可以不包括那些决定是否接受处理的特征。个体编号(即:''i'' = 1, ..., ''i'' = ''N'')不包含任何<math>X_i</math>所包含信息之外的的信息。以下部分在讨论某些个体的随机行为的时候将省略索引''i''。 | ||
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===强可忽略处理分配=== | ===强可忽略处理分配=== | ||
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设某个物体有协变量''X''(即:条件非混杂变量)向量,以及对应着控制和处理两种情况的'''潜在结果'''''r''<sub>0</sub>和''r''<sub>1</sub>。如果潜在结果在给定背景变量''X''的条件下独立于处理举动(''Z''),则可以说样本是否接受处理分配是'''强可忽略'''的。可简洁表述为 | 设某个物体有协变量''X''(即:条件非混杂变量)向量,以及对应着控制和处理两种情况的'''潜在结果'''''r''<sub>0</sub>和''r''<sub>1</sub>。如果潜在结果在给定背景变量''X''的条件下独立于处理举动(''Z''),则可以说样本是否接受处理分配是'''强可忽略'''的。可简洁表述为 | ||
− | :<math> r_0, r_1 \perp Z \mid X </math> | + | :<math> r_0, r_1 \perp \!\!\!\! \perp Z \mid X </math> |
− | 这里<math>\perp</math>代表[[statistical independence|统计独立]].<ref name="Rosenbaum 1983 41–55" /> | + | 这里<math>\perp \!\!\!\! \perp</math>代表[[statistical independence|统计独立]].<ref name="Rosenbaum 1983 41–55" /> |
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=== 平衡得分=== | === 平衡得分=== | ||
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平衡得分b(X)是观测协变量X的函数。在给定b(X)时,处理单元和控制单元的X有相同的条件分布: | 平衡得分b(X)是观测协变量X的函数。在给定b(X)时,处理单元和控制单元的X有相同的条件分布: | ||
− | :<math> Z \perp X \mid b(X).</math> | + | :<math> Z \perp \!\!\!\! \perp X \mid b(X).</math> |
最一般的平衡得分函数是<math> b(X) = X</math>. | 最一般的平衡得分函数是<math> b(X) = X</math>. | ||
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===倾向性评分 === | ===倾向性评分 === | ||
− | + | 倾向性评分是根据协变量观测值计算得出的一个单元(例如:个人,教室,学校)被指配接受特定处理的概率。倾向性评分匹配将使得处理组和对照组的协变量分布趋同,从而减少选择偏差。 | |
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− | + | 假设有一个二值处理标识Z,一个响应变量r,以及被观测的背景协变量X。倾向性评分定义为,在给定背景变量条件下单元接受处理的条件概率: | |
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:<math>e(x) \ \stackrel{\mathrm{def}}{=}\ \Pr(Z=1 \mid X=x).</math> | :<math>e(x) \ \stackrel{\mathrm{def}}{=}\ \Pr(Z=1 \mid X=x).</math> | ||
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− | + | 在因果推断和调查方法的范围内,通过Logistic回归、随机森林或其他方法,利用一组协变量估计倾向性评分。然后这些倾向性评分即可作为用于逆概率加权方法的权重估计量。 | |
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===主要定理=== | ===主要定理=== | ||
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以下是Rosenbaum和Rubin于1983年首次提出并证明的:<ref name="Rosenbaum 1983 41–55" /> | 以下是Rosenbaum和Rubin于1983年首次提出并证明的:<ref name="Rosenbaum 1983 41–55" /> | ||
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*倾向性评分<math>e(x)</math>是平衡得分。 | *倾向性评分<math>e(x)</math>是平衡得分。 | ||
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*任何比倾向性评分更“精细”的得分都是平衡得分(即:对于函数''f'',<math>e(X)=f(b(X))</math>)。倾向性评分是最粗粒度的平衡得分函数,因为它把一个(可能是)多维的对象(''X''<sub>''i''</sub>)转换成只有一维(尽管其他维度显然也存在),而<math>b(X)=X</math>则是最细粒度的平衡得分函数(保留全部维度)。 | *任何比倾向性评分更“精细”的得分都是平衡得分(即:对于函数''f'',<math>e(X)=f(b(X))</math>)。倾向性评分是最粗粒度的平衡得分函数,因为它把一个(可能是)多维的对象(''X''<sub>''i''</sub>)转换成只有一维(尽管其他维度显然也存在),而<math>b(X)=X</math>则是最细粒度的平衡得分函数(保留全部维度)。 | ||
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*如果对于给定的''X'',处理分配满足强可忽略条件,则: | *如果对于给定的''X'',处理分配满足强可忽略条件,则: | ||
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:* 给定任何的平衡函数,具体来说,给定倾向性评分,处理分配也是强可忽略的: | :* 给定任何的平衡函数,具体来说,给定倾向性评分,处理分配也是强可忽略的: | ||
− | + | :::<math> (r_0, r_1) \perp \!\!\!\! \perp Z \mid e(X).</math> | |
− | :::<math> (r_0, r_1) \perp Z \mid e(X).</math> | ||
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:*对于有相同平衡得分值的处理样本和对照样本,它们响应变量均值之差(即:<math>\bar{r}_1-\bar{r}_0</math>),可以作为[[average treatment effect|平均处理效应]]的[[Bias of an estimator|无偏估计量]]:<math>E[r_1]-E[r_0]</math>。 | :*对于有相同平衡得分值的处理样本和对照样本,它们响应变量均值之差(即:<math>\bar{r}_1-\bar{r}_0</math>),可以作为[[average treatment effect|平均处理效应]]的[[Bias of an estimator|无偏估计量]]:<math>E[r_1]-E[r_0]</math>。 | ||
+ | *利用平衡得分的样本估计可产生在''X''上均衡的样本 | ||
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===与充分性的关系 === | ===与充分性的关系 === | ||
− | + | 如果我们把''Z''的值想成影响''X''分布的群体参数,则平衡得分充当了''Z''的充分统计量。进一步,上述定理指出,如果把''Z''视为''X''的参数,则倾向性评分就是最小充分统计量。最后,给定''X'',如果''Z''是强可忽略的,则倾向性评分是<math>(r_0, r_1)</math>联合分布的最小充分统计量。 | |
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− | + | ===混杂变量的图检测方法=== | |
+ | 朱迪亚·珀尔 Judea Pearl已经表明存在一个简单的图检测方法,称为后门准则,它可以检测到混杂变量的存在。为了估计处理效果,背景变量X必须阻断图中的所有后门路径。通过把混杂变量加入回归的控制变量,或者在混杂变量上进行匹配可以实现后门路径的阻断。<ref name="pearl">{{cite book |last=Pearl |first=J. |year=2000 |title=Causality: Models, Reasoning, and Inference |url=https://archive.org/details/causalitymodelsr0000pear |url-access=registration |location=New York |publisher=Cambridge University Press |isbn=978-0-521-77362-1 }}</ref> | ||
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− | + | == 缺点 == | |
− | + | PSM已经被证明会加剧模型的“不平衡性、低效率、模型依赖性和偏差”,这与大多数其他匹配方法不同。<ref>{{Cite journal|last=King|first=Gary|last2=Nielsen|first2=Richard|date=2019-05-07|title=Why Propensity Scores Should Not Be Used for Matching|journal=Political Analysis|volume=27|issue=4|pages=435–454|doi=10.1017/pan.2019.11|issn=1047-1987|doi-access=free}} | [https://gking.harvard.edu/files/gking/files/psnot.pdf link to the full article] (from the author's homepage)</ref>匹配方法背后的直观仍然成立,但应该与其他匹配方法一起应用;倾向得分在加权和双重稳健估计方面也有其他有益的用途。 | |
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− | + | 与其他匹配过程一样,PSM也是从观测数据中估计平均处理效应。在引入PSM之时,它的主要优点是,通过使用协变量的线性组合得到一个单一评分,以大量的协变量为基础平衡了处理组和对照组,却不大量损失观测数据。如果在有众多协变量的情况下,对每一个协变量都分别做处理单元和对照单元平衡的话,就需要大量的观测数据来克服”维数问题“,即每引入一个新的平衡协变量都会在几何上增加最小所需的观测样本数量。 | |
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− | < | + | PSM的一个缺点是它只能涵盖已观测的(和可观测的)协变量,而无法涵盖潜在变量。那些能影响处理分配却不可观测的因素无法被纳入匹配过程的考量范围。<ref>{{cite journal |vauthors=Garrido MM, etal |year=2014 |title=Methods for Constructing and Assessing Propensity Scores |journal= Health Services Research |doi= 10.1111/1475-6773.12182 |pmid= 24779867 |pmc=4213057 |volume=49 |issue=5 |pages=1701–20}}</ref>由于匹配过程只控制可观测变量,那些隐藏的偏差在匹配后依然可能存在。<ref>{{cite book |last=Shadish |first=W. R. |last2=Cook |first2=T. D. |last3=Campbell |first3=D. T. |year=2002 |title=Experimental and Quasi-experimental Designs for Generalized Causal Inference |location=Boston |publisher=Houghton Mifflin |isbn=978-0-395-61556-0 }}</ref>另一个问题是PSM还要求在大量样本中,在处理组和对照组之间有大量的重叠。 |
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+ | Judea Pearl也提出了关于匹配方法的普遍担忧,他认为对可观测变量进行匹配可能会让那些原本处于休眠状态的混杂因素被释放,从而实际上可能加剧隐藏的偏差。同样,Pearl认为,只有通过对处理、结果、可观测和不可观测的协变量之间的定性因果关系进行建模,才能确保(渐进地)减少偏差。<ref name=pearl:ch11-3-5>{{cite book |last=Pearl |first=J. |chapter=Understanding propensity scores |title=Causality: Models, Reasoning, and Inference |location=New York |publisher=Cambridge University Press |edition=Second |year=2009 |isbn=978-0-521-89560-6 }}</ref>当试验者无法控制对独立变量和因变量之间观察到的关系的替代性、非因果性解释时,混杂就会发生。这样的控制应该满足Pearl的“后门准则”。它也很容易地手动实现。<ref name="pearl"/> | ||
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− | < | + | ==统计包中的实现== |
+ | * [[R (programming language)|R]]: 倾向得分匹配作为 <code>MatchIt</code> 包的一部分提供。<ref>{{cite journal |first=Daniel |last=Ho |first2=Kosuke |last2=Imai |first3=Gary |last3=King |author3-link=Gary King (political scientist) |first4=Elizabeth |last4=Stuart |year=2007 |title=Matching as Nonparametric Preprocessing for Reducing Model Dependence in Parametric Causal Inference |journal=[[Political Analysis (journal)|Political Analysis]] |volume=15|issue=3 |pages=199–236 |doi=10.1093/pan/mpl013 |doi-access=free }}</ref><ref>{{cite web |title=MatchIt: Nonparametric Preprocessing for Parametric Causal Inference |work=R Project |url=https://cran.r-project.org/package=MatchIt }}</ref> 它也可以很容易地手工实现。<ref>{{cite book |first=Andrew |last=Gelman |first2=Jennifer |last2=Hill |title=Data Analysis Using Regression and Multilevel/Hierarchical Models |location=New York |publisher=Cambridge University Press |year=2007 |isbn=978-0-521-68689-1 |pages=206–212 |url=https://books.google.com/books?id=lV3DIdV0F9AC&pg=PA206 }}</ref> | ||
+ | * [[SAS_(software)|SAS]]: PSMatch过程,以及宏 <code>OneToManyMTCH</code>可根据倾向得分对观察数据进行匹配。<ref>{{cite web | ||
+ | | first =Lori | ||
+ | | last =Parsons | ||
+ | | title =Performing a 1:N Case-Control Match on Propensity Score | ||
+ | | publisher =SAS Institute | ||
+ | | location =SUGI 29 | ||
+ | | url =http://www2.sas.com/proceedings/sugi29/165-29.pdf | ||
+ | | access-date =June 10, 2016}}</ref> | ||
+ | * [[Stata]]: 有几个命令实现了倾向得分匹配,<ref>[http://fmwww.bc.edu/RePEc/usug2001/psmatch.pdf Implementing Propensity Score Matching Estimators with STATA]. Lecture notes 2001</ref> 包括用户编写的<code>psmatch2</code>。<ref>{{cite paper |first=E. |last=Leuven|author-link2=Barbara Sianesi|first2=B. |last2=Sianesi |date=2003 |title= PSMATCH2: Stata module to perform full Mahalanobis and propensity score matching, common support graphing, and covariate imbalance testing |url=http://ideas.repec.org/c/boc/bocode/s432001.html }}</ref> Stata 13 及更高版本还提供了内置命令 <code>teffects psmatch</code>。<ref>{{cite web |title=teffects psmatch — Propensity-score matching |work=Stata Manual |url=https://www.stata.com/manuals15/teteffectspsmatch.pdf }}</ref> | ||
+ | * [[SPSS]]: IBM SPSS Statistics菜单(数据/倾向评分匹配)中提供了一个倾向评分匹配对话框,允许用户设置匹配容差、抽取样本时随机化案例顺序、确定精确匹配的优先级、样本有或无替换、设置一个随机种子,并通过提高处理速度和最小化内存使用来最大化性能。 FUZZY Python过程也可以通过扩展对话框轻松添加为软件的扩展。此过程基于一组指定的关键变量,通过从控制中随机抽取来匹配案例和控制。FUZZY命令支持精确匹配和模糊匹配。 | ||
− | + | ==其他词条== | |
+ | *[[Rubin causal model|鲁宾因果框架]] | ||
+ | *[[Ignorability|可忽略性]] | ||
+ | *[[Heckman correction|赫克曼校正]] | ||
+ | *[[Matching (statistics)|匹配 ]] | ||
− | |||
− | + | ==参考文献== | |
+ | <references /> | ||
− | |||
+ | ==编者推荐== | ||
+ | ===书籍推荐=== | ||
+ | [[File:统计因果推理入门.jpg|200px|thumb|right|《统计因果推理入门》封面|链接=https://wiki.swarma.org/index.php%3Ftitle=%E6%96%87%E4%BB%B6:%E7%BB%9F%E8%AE%A1%E5%9B%A0%E6%9E%9C%E6%8E%A8%E7%90%86%E5%85%A5%E9%97%A8.jpg]] | ||
+ | *[https://wiki.swarma.org/index.php%3Ftitle=%E7%BB%9F%E8%AE%A1%E5%9B%A0%E6%9E%9C%E6%8E%A8%E7%90%86%E5%85%A5%E9%97%A8 统计因果推理入门] 对应英文[https://wiki.swarma.org/index.php%3Ftitle=Causal_Inference_in_Statistics:_A_Primer Causal Inference in Statistics: A Primer] | ||
+ | 关于因果的讨论很多,但是许多入门的教材只是为没有统计学基础的读者介绍如何使用统计学技术处理因果性问题,而没有讨论因果模型和因果参数,本书希望协助具有基础统计学知识的教师和学生应对几乎在所有自然科学和社会科学非试验研究中存在的因果性问题。本书聚焦于用简单和自然的方法定义因果参数,并且说明在观察研究中,哪些假设对于估计参数是必要的。我们也证明这些假设可以用显而易见的数学形式描述出来,也可以用简单的数学工具将这些假设转化为量化的因果关系,如治疗效果和政策干预,以确定其可检测的内在关系。 | ||
+ | *[https://wiki.swarma.org/index.php%3Ftitle=Counterfactuals_and_Causal_Inference:_Methods_and_Principles_for_Social_Research Counterfactuals and Causal Inference: Methods and Principles for Social Research] | ||
+ | ===课程推荐=== | ||
+ | *[https://campus.swarma.org/course/2526 两套因果框架深度剖析:潜在结果模型与结构因果模型] | ||
+ | ::这个视频内容来自[https://wiki.swarma.org/index.php%3Ftitle=%E9%9B%86%E6%99%BA%E4%BF%B1%E4%B9%90%E9%83%A8%E8%AF%BB%E4%B9%A6%E4%BC%9A 集智俱乐部读书会]-因果科学与Causal AI读书会第二季内容的分享,由英国剑桥大学及其学习组博士陆超超详细的阐述了潜在结果模型和结果因果模型,并介绍了两个框架的相互转化规律。 | ||
+ | ::1. 讲述因果推断的两大框架:潜在结果模型和结构因果模型,讨论他们各自的优缺点以及他们之间的联系,详细介绍他们之间的转化规律。 | ||
+ | *[https://www.bilibili.com/video/BV1NJ411w7ms?from=search&seid=15960075946481426104 Average Effect of Treatment on the Treated (ATT) 实验组的平均干预效应/匹配方法] | ||
+ | ::B站搬运的杜克大学社会科学研究中心的分享视频,介绍了在使用匹配方法时会涉及到的ATT、CATE、ATE的方法。 | ||
+ | *[https://www.bilibili.com/video/BV19741137L2?from=search&seid=13934883753123755445 倾向性匹配得分]B站Up主分享的倾向性匹配得分的基本概念和R语言实现过程。 | ||
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+ | *[https://campus.swarma.org/course/2030 潜结果框架下的因果效应] | ||
+ | 什么是因果呢?“因”其实就是引起某种现象发生的原因,而“果”就是某种现象发生后产生的结果。因果问题在我们日常生活中十分常见,但是不管是传统的统计学还是当下很火的大数据、机器学习,更多的是解决相关性的问题。因果问题存在于很多领域,如医疗健康、经济、政治科学、数字营销等。该课程是由浙江大学助理教授况琨讲授的,主要回答以下一些重要的问题:因果性与相关性的区别是什么?相关性有哪几种来源?如何评估因果效应?有哪些常用且前沿的方法? | ||
+ | ===文章总结=== | ||
+ | *[https://mp.weixin.qq.com/s/f-rI5W6tc6qOzthbzK4oAw 崔鹏:稳定学习——挖掘因果推理和机器学习的共同基础] | ||
− | + | *知乎上RandomWalk总结的关于因果推断之Potential Outcome Framework的内容,其中提到因果退镀and额目标就是从观测数据中估计treatment effect。 | |
− | + | *Mesonychid在自己的个人主页上分享的关于[https://hanyuz1996.github.io/2017/08/30/Donald-Rubin/ Donald-Rubin潜在结果模型]的解释。 | |
− | + | *Yishi Lin在自己的个人主页上分享的关于因果推断的一些介绍[https://dango.rocks/blog/2019/01/08/Causal-Inference-Introduction1/ 因果推断漫谈(一):掀开 “因果推断” 的面纱] | |
+ | *[https://swarma.org/?p=22045 《因果科学周刊》第2期:如何解决混淆偏差?]本文围绕因果科学领域的“混淆偏差”问题展开介绍,并进行了相关论文的推荐。 | ||
+ | *[https://zhuanlan.zhihu.com/p/237723948 倾向得分匹配(PSM)的原理与步骤]这篇知乎文章里,详细介绍了PSM在stata的实现过程。 | ||
+ | *[https://zhuanlan.zhihu.com/p/46502579 用R实现倾向性评分代码]这篇知乎文章中介绍了如何使用R实现倾向性评分。 | ||
+ | ===相关路径=== | ||
+ | *[https://pattern.swarma.org/path?id=99 因果科学与Casual AI读书会必读参考文献列表],这个是根据读书会中解读的论文,做的一个分类和筛选,方便大家梳理整个框架和内容。 | ||
+ | *[https://pattern.swarma.org/path?id=9 因果推断方法概述],这个路径对因果在哲学方面的探讨,以及因果在机器学习方面应用的分析。 | ||
+ | *[https://pattern.swarma.org/path?id=90 因果科学和 Causal AI入门路径],这条路径解释了因果科学是什么以及它的发展脉络。此路径将分为三个部分进行展开,第一部分是因果科学的基本定义及其哲学基础,第二部分是统计领域中的因果推断,第三个部分是机器学习中的因果(Causal AI)。 | ||
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2021年7月1日 (四) 12:05的最新版本
在观察数据的统计分析中,倾向性评分匹配 Propensity Score Matching (PSM)是一种用于估计治疗、政策或其他干预的效果统计匹配技术,方法是将协变量对样本“是否接受处理”的影响考虑在内。PSM试图减少由于混杂变量造成的偏倚。这些偏倚一般会在那些只对处理单元和对照单元的结果做简单对比的评估中出现。保罗·罗森鲍姆 Paul R. Rosenbaum和唐纳德·鲁宾 Donald Rubin在1983年介绍了这项技术。[1]
出现偏倚的原因可能是某个因素通过决定样本是否接受处理而导致了处理组和对照组的效果(如平均处理效果)差异,而不是处理本身导致了差异。在随机实验中,随机化选择样本可以做到对处理效果的无偏估计,根据大数定律,随机化分配机制意味着每个协变量将在处理组和对照组中呈现类似的分布。不幸的是,对于观察性研究来说,研究对象通常不是随机接受处理的。匹配就是要减少对象非随机接受处理产生的偏倚,并模拟随机试验,方法是从处理组和对照组中分别取样,让两组样本的全部协变量都比较接近。
例如,人们想知道吸烟的后果。但是随机分配让患者“吸烟”是不道德的,所以需要做一个观察性研究。简单地通过对比评估吸烟者和不吸烟者来估计平均处理效果将产生偏差,它会受到能影响吸烟行为的因素的影响(例如:性别及年龄)。PSM要做的是通过让处理组和对照组的控制变量尽量相似来达到控制这些偏差的目的。
综述
PSM适用于非实验环境中因果推断和简单选择偏差的情况,其中: (i)对照组与处理组中的类似单元很少; (ii)选择与处理单元类似的对照单元集合很困难,因为必须对一组高维的协变量特征进行比较。
在常规的匹配机制中,对一组能够区分处理组和对照组的特征做匹配,以使两组的特征更加相似。但如果这两个组的特征没有显著的重叠,那么可能会引入实质性的错误。例如,拿对照组最糟的病例和处理组最好的病例进行比较,结果可能倾向于回归均值,这会让对照组看起来比实际情况更好或更糟。
PSM利用观察数据预测样本落入不同分组(例如,处理组与控制组)的概率,通常用Logistic回归方法,然后利用此概率创造一个反事实的群体。倾向性评分可用于匹配,也可作为协变量,可以单独使用,也可以与其他匹配变量或协变量一同使用。
一般步骤
1. 做Logistic回归:
- 因变量:参与处理(属于处理组),则Z = 1;未参与处理(属于对照组),则Z = 0。
- 选择合适的混杂因素(既影响处理方式又影响处理结果的变量)
- 计算倾向性评分的估计量:预测概率(p)或log[p/(1 − p)]。
2. 依照倾向性评分的估计量进行分层,检查协变量的倾向性评分的估计量在每层处理组和对照组是否均衡
- 使用标准化差异指标或者图形来检验分布情况
3. 根据倾向性评分的估计量,将每个处理组个体与一个或多个对照组个体进行匹配,使用以下方法之一:
4. 对比处理组和对照组的匹配样本或加权样本,验证协变量是否均衡
5. 基于新样本的多变量分析
- 如果每个参与者都匹配了多个非参与者,则适当应用非独立匹配样本分析
注意:当一个处理样本有多个匹配时,则必须用加权最小二乘法,而不能用普通最小二乘法。
形式定义
基本设置
基本场景[1]是,有两种处理方式(分别记为1和0),N个独立同分布个体。每个个体i如果接受了处理则响应为[math]\displaystyle{ r_{1i} }[/math],接受控制则响应为[math]\displaystyle{ r_{0i} }[/math]。被估计量是平均处理效应:[math]\displaystyle{ E[r_1]-E[r_0] }[/math]。变量[math]\displaystyle{ Z_i }[/math]指示个体i接受处理(Z = 1)还是接受控制(Z = 0)。让[math]\displaystyle{ X_i }[/math]代表第i个个体处理前观测值(或者协变量)的向量。对[math]\displaystyle{ X_i }[/math]的测量发生于处理前,但是[math]\displaystyle{ X_i }[/math]中也可以不包括那些决定是否接受处理的特征。个体编号(即:i = 1, ..., i = N)不包含任何[math]\displaystyle{ X_i }[/math]所包含信息之外的的信息。以下部分在讨论某些个体的随机行为的时候将省略索引i。
强可忽略处理分配
设某个物体有协变量X(即:条件非混杂变量)向量,以及对应着控制和处理两种情况的潜在结果r0和r1。如果潜在结果在给定背景变量X的条件下独立于处理举动(Z),则可以说样本是否接受处理分配是强可忽略的。可简洁表述为
- [math]\displaystyle{ r_0, r_1 \perp \!\!\!\! \perp Z \mid X }[/math]
这里[math]\displaystyle{ \perp \!\!\!\! \perp }[/math]代表统计独立.[1]
平衡得分
平衡得分b(X)是观测协变量X的函数。在给定b(X)时,处理单元和控制单元的X有相同的条件分布:
- [math]\displaystyle{ Z \perp \!\!\!\! \perp X \mid b(X). }[/math]
最一般的平衡得分函数是[math]\displaystyle{ b(X) = X }[/math].
倾向性评分
倾向性评分是根据协变量观测值计算得出的一个单元(例如:个人,教室,学校)被指配接受特定处理的概率。倾向性评分匹配将使得处理组和对照组的协变量分布趋同,从而减少选择偏差。
假设有一个二值处理标识Z,一个响应变量r,以及被观测的背景协变量X。倾向性评分定义为,在给定背景变量条件下单元接受处理的条件概率:
- [math]\displaystyle{ e(x) \ \stackrel{\mathrm{def}}{=}\ \Pr(Z=1 \mid X=x). }[/math]
在因果推断和调查方法的范围内,通过Logistic回归、随机森林或其他方法,利用一组协变量估计倾向性评分。然后这些倾向性评分即可作为用于逆概率加权方法的权重估计量。
主要定理
以下是Rosenbaum和Rubin于1983年首次提出并证明的:[1]
- 倾向性评分[math]\displaystyle{ e(x) }[/math]是平衡得分。
- 任何比倾向性评分更“精细”的得分都是平衡得分(即:对于函数f,[math]\displaystyle{ e(X)=f(b(X)) }[/math])。倾向性评分是最粗粒度的平衡得分函数,因为它把一个(可能是)多维的对象(Xi)转换成只有一维(尽管其他维度显然也存在),而[math]\displaystyle{ b(X)=X }[/math]则是最细粒度的平衡得分函数(保留全部维度)。
- 如果对于给定的X,处理分配满足强可忽略条件,则:
- 给定任何的平衡函数,具体来说,给定倾向性评分,处理分配也是强可忽略的:
- [math]\displaystyle{ (r_0, r_1) \perp \!\!\!\! \perp Z \mid e(X). }[/math]
- 利用平衡得分的样本估计可产生在X上均衡的样本
与充分性的关系
如果我们把Z的值想成影响X分布的群体参数,则平衡得分充当了Z的充分统计量。进一步,上述定理指出,如果把Z视为X的参数,则倾向性评分就是最小充分统计量。最后,给定X,如果Z是强可忽略的,则倾向性评分是[math]\displaystyle{ (r_0, r_1) }[/math]联合分布的最小充分统计量。
混杂变量的图检测方法
朱迪亚·珀尔 Judea Pearl已经表明存在一个简单的图检测方法,称为后门准则,它可以检测到混杂变量的存在。为了估计处理效果,背景变量X必须阻断图中的所有后门路径。通过把混杂变量加入回归的控制变量,或者在混杂变量上进行匹配可以实现后门路径的阻断。[2]
缺点
PSM已经被证明会加剧模型的“不平衡性、低效率、模型依赖性和偏差”,这与大多数其他匹配方法不同。[3]匹配方法背后的直观仍然成立,但应该与其他匹配方法一起应用;倾向得分在加权和双重稳健估计方面也有其他有益的用途。
与其他匹配过程一样,PSM也是从观测数据中估计平均处理效应。在引入PSM之时,它的主要优点是,通过使用协变量的线性组合得到一个单一评分,以大量的协变量为基础平衡了处理组和对照组,却不大量损失观测数据。如果在有众多协变量的情况下,对每一个协变量都分别做处理单元和对照单元平衡的话,就需要大量的观测数据来克服”维数问题“,即每引入一个新的平衡协变量都会在几何上增加最小所需的观测样本数量。
PSM的一个缺点是它只能涵盖已观测的(和可观测的)协变量,而无法涵盖潜在变量。那些能影响处理分配却不可观测的因素无法被纳入匹配过程的考量范围。[4]由于匹配过程只控制可观测变量,那些隐藏的偏差在匹配后依然可能存在。[5]另一个问题是PSM还要求在大量样本中,在处理组和对照组之间有大量的重叠。
Judea Pearl也提出了关于匹配方法的普遍担忧,他认为对可观测变量进行匹配可能会让那些原本处于休眠状态的混杂因素被释放,从而实际上可能加剧隐藏的偏差。同样,Pearl认为,只有通过对处理、结果、可观测和不可观测的协变量之间的定性因果关系进行建模,才能确保(渐进地)减少偏差。[6]当试验者无法控制对独立变量和因变量之间观察到的关系的替代性、非因果性解释时,混杂就会发生。这样的控制应该满足Pearl的“后门准则”。它也很容易地手动实现。[2]
统计包中的实现
- R: 倾向得分匹配作为
MatchIt
包的一部分提供。[7][8] 它也可以很容易地手工实现。[9] - SAS: PSMatch过程,以及宏
OneToManyMTCH
可根据倾向得分对观察数据进行匹配。[10] - Stata: 有几个命令实现了倾向得分匹配,[11] 包括用户编写的
psmatch2
。[12] Stata 13 及更高版本还提供了内置命令teffects psmatch
。[13] - SPSS: IBM SPSS Statistics菜单(数据/倾向评分匹配)中提供了一个倾向评分匹配对话框,允许用户设置匹配容差、抽取样本时随机化案例顺序、确定精确匹配的优先级、样本有或无替换、设置一个随机种子,并通过提高处理速度和最小化内存使用来最大化性能。 FUZZY Python过程也可以通过扩展对话框轻松添加为软件的扩展。此过程基于一组指定的关键变量,通过从控制中随机抽取来匹配案例和控制。FUZZY命令支持精确匹配和模糊匹配。
其他词条
参考文献
- ↑ 跳转至: 1.0 1.1 1.2 1.3 Rosenbaum, Paul R.; Rubin, Donald B. (1983). "The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects". Biometrika. 70 (1): 41–55. doi:10.1093/biomet/70.1.41.
- ↑ 跳转至: 2.0 2.1 Pearl, J. (2000). Causality: Models, Reasoning, and Inference. New York: Cambridge University Press. ISBN 978-0-521-77362-1. https://archive.org/details/causalitymodelsr0000pear.
- ↑ King, Gary; Nielsen, Richard (2019-05-07). "Why Propensity Scores Should Not Be Used for Matching". Political Analysis. 27 (4): 435–454. doi:10.1017/pan.2019.11. ISSN 1047-1987. | link to the full article (from the author's homepage)
- ↑ Garrido MM, et al. (2014). "Methods for Constructing and Assessing Propensity Scores". Health Services Research. 49 (5): 1701–20. doi:10.1111/1475-6773.12182. PMC 4213057. PMID 24779867.
- ↑ Shadish, W. R.; Cook, T. D.; Campbell, D. T. (2002). Experimental and Quasi-experimental Designs for Generalized Causal Inference. Boston: Houghton Mifflin. ISBN 978-0-395-61556-0.
- ↑ Pearl, J. (2009). "Understanding propensity scores". Causality: Models, Reasoning, and Inference (Second ed.). New York: Cambridge University Press. ISBN 978-0-521-89560-6.
- ↑ Ho, Daniel; Imai, Kosuke; King, Gary; Stuart, Elizabeth (2007). "Matching as Nonparametric Preprocessing for Reducing Model Dependence in Parametric Causal Inference". Political Analysis. 15 (3): 199–236. doi:10.1093/pan/mpl013.
- ↑ "MatchIt: Nonparametric Preprocessing for Parametric Causal Inference". R Project.
- ↑ Gelman, Andrew; Hill, Jennifer (2007). Data Analysis Using Regression and Multilevel/Hierarchical Models. New York: Cambridge University Press. pp. 206–212. ISBN 978-0-521-68689-1. https://books.google.com/books?id=lV3DIdV0F9AC&pg=PA206.
- ↑ Parsons, Lori. "Performing a 1:N Case-Control Match on Propensity Score" (PDF). SUGI 29: SAS Institute. Retrieved June 10, 2016.
{{cite web}}
: CS1 maint: location (link) - ↑ Implementing Propensity Score Matching Estimators with STATA. Lecture notes 2001
- ↑ Leuven, E.; Sianesi, B. (2003). "PSMATCH2: Stata module to perform full Mahalanobis and propensity score matching, common support graphing, and covariate imbalance testing".
{{cite journal}}
: Cite journal requires|journal=
(help) - ↑ "teffects psmatch — Propensity-score matching" (PDF). Stata Manual.
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