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本周我正和一位朋友讨论如何在结构方程模型（SEM）软件中处理具有缺失值的协变量。我的朋友认为某些包中某些SEM的实现能够使用所谓的“完全信息最大可能性”自动适应协变量中的缺失。在下文中，我将描述我后来探索Stata的sem命令如何处理协变量中的缺失。

为了研究如何处理丢失的协变量，我将考虑最简单的情况，其中我们有一个结果Y和一个协变量X，Y遵循给定X的简单线性回归模型。首先我们将模拟一个大数据集，所以我们知道真正的参数值：

gen x = rnormal（）
gen y = x + rnormal（）

这里真正的截距参数为0，真实斜率参数为1.残差误差为方差1。接下来，让我们设置一些缺少的协变量值。为此，我们将使用缺失机制，其中缺失的概率取决于（完全观察到的）结果Y.这意味着缺失机制将满足所谓的随机假设缺失。具体来说，我们将根据逻辑回归模型计算观察X的概率，其中Y作为唯一的协变量进入：

gen rxb = -2 + 2 * y
gen r =（runiform（）<rpr）

现在我们可以应用Stata的sem命令来适应SEM：

(7270 observations with missing values excluded)Endogenous variablesObserved:  yExogenous variablesObserved:  xFitting target model:Iteration 0:   log likelihood = -6732.1256
Iteration 1:   log likelihood = -6732.1256  Structural equation model                       Number of obs      =      2730
Estimation method  = ml
Log likelihood     = -6732.1256------------------------------------------------------------------------------|                 OIM|      Coef.   Std. Err.      z    P>|z|     [95% Conf. Interval]
-------------+----------------------------------------------------------------
Structural   |y <-       |x |   .6179208   .0179671    34.39   0.000      .582706    .6531355_cons |    .999025   .0200306    49.88   0.000     .9597658    1.038284
-------------+----------------------------------------------------------------var(e.y)|   .6472101   .0175178                      .6137707    .6824714
------------------------------------------------------------------------------
LR test of model vs. saturated: chi2(0)   =      0.00, Prob > chi2 =      .

在没有缺失值的情况下，sem命令默认使用最大似然来估计模型参数。

但是sem还有另一个选项，它将使我们能够使用来自所有10,000条记录的观察数据来拟合模型。从命令行，我们可以通过以下方式选择它：


*output cutStructural equation model                       Number of obs      =     10000
Estimation method  = mlmv
Log likelihood     = -20549.731------------------------------------------------------------------------------|                 OIM|      Coef.   Std. Err.      z    P>|z|     [95% Conf. Interval]
-------------+----------------------------------------------------------------
Structural   |y <-       |x |   .9804851   .0156235    62.76   0.000     .9498637    1.011107_cons |  -.0145543    .025363    -0.57   0.566    -.0642649    .0351562
-------------+----------------------------------------------------------------mean(x)|   .0032305   .0257089     0.13   0.900     -.047158    .0536189
-------------+----------------------------------------------------------------var(e.y)|    1.02696   .0324877                      .9652191     1.09265var(x)|   .9847265   .0314871                       .924907    1.048415
------------------------------------------------------------------------------
LR test of model vs. saturated: chi2(0)   =      0.00, Prob > chi2 =      .

估计现在是无偏的。

因此，我们获得无偏估计（对于此数据生成设置），因为Stata的sem命令（在此正确）假设Y和X的联合正态性，并且缺失满足MAR假设。

非正态X
让我们现在重新运行模拟，但现在让X在一个自由度上遵循卡方分布，通过平方rnormal（）绘制：

clear
set seed 6812312
set obs 10000
gen x=(rnormal())^2
gen y=x+rnormal()gen rxb=-2+*y
gen rpr=(rxb)/(1+exp(rxb))
gen r=(() rpr)x=. if r==0

使用缺少值选项运行sem，我们获得：


*output cutStructural equation model                       Number of obs      =     10000
Estimation method  = mlmv
Log likelihood     = -25316.281------------------------------------------------------------------------------|                 OIM|      Coef.   Std. Err.      z    P>|z|     [95% Conf. Interval]
-------------+----------------------------------------------------------------
Structural   |y <-       |x |   .8281994   .0066085   125.32   0.000      .815247    .8411518_cons |   .4792567   .0161389    29.70   0.000      .447625    .5108883
-------------+----------------------------------------------------------------mean(x)|   .5842649   .0224815    25.99   0.000     .5402019    .6283279
-------------+----------------------------------------------------------------var(e.y)|   .7537745   .0157842                      .7234643    .7853546var(x)|   3.073801   .0551011                       2.96768    3.183717
------------------------------------------------------------------------------
LR test of model vs. saturated: chi2(0)   =      0.00, Prob > chi2 =      .

现在我们再次有偏差估计，因为Y和X的联合常态假设不再成立。因此，如果我们使用此选项，当我们缺少协变量时，我们会发现联合正态假设是至关重要的。

完全随机缺失

让我们最后一次运行模拟，再次使用X卡方形分布，但现在X随机完全丢失（MCAR）：


gen x=(rnormal())^2
gen y=x+rnormal()
replace x=if (()<0.5)*output cutStructural equation model                       Number of obs      =     10000
Estimation method  = mlmv
Log likelihood     = -25495.152------------------------------------------------------------------------------|                 OIM|      Coef.   Std. Err.      z    P>|z|     [95% Conf. Interval]
-------------+----------------------------------------------------------------
Structural   |y <-       |x |   .9985166   .0093366   106.95   0.000     .9802173    1.016816_cons |  -.0092478   .0158659    -0.58   0.560    -.0403445    .0218488
-------------+----------------------------------------------------------------mean(x)|   .9738369   .0158113    61.59   0.000     .9428474    1.004826
-------------+----------------------------------------------------------------var(e.y)|   1.033884    .020162                      .9951133    1.074166var(x)|    1.83369   .0330307                       1.77008    1.899585
------------------------------------------------------------------------------
LR test of model vs. saturated: chi2(0)   =      0.00, Prob > chi2 =      .

尽管联合正态性假设被违反，现在我们再次进行无偏估计。我认为这是因为当数据是MCAR时，即使违反了正态性假设，也可以一致地估计均值和协方差结构.

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拓端tecdat|stata如何处理结构方程模型（SEM）中具有缺失值的协变量

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完全随机缺失

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