Demidova_Lecture3.1

ПРАКТИКУМ ПО ПРИКЛАДНЫМ
ЭКОНОМИЧЕСКИМ ИССЛЕДОВАНИЯМ
Часть 2
ЛЕКЦИЯ 3.1
МОДЕЛИ БИНАРНОГО, УПОРЯДОЧЕННОГО И
МНОЖЕСТВЕННОГО ВЫБОР
Демидова О.А., [email protected]
Каф. Математической экономики и эконометрики, доцент
Лаборатория «Эмпирический анализ предприятий и рынков», заведующий
1
Линейная вероятностная модель
Yi   1   2 X i  ui
Yi  E (Yi )  ui
Найдем математическое ожидание Yi.
pi  p (Yi  1)
E (Yi )  1  pi  0  (1  pi )  pi   1   2 X i
pi  p(Yi  1)   1   2 X i
2
Линейная вероятностная модель
pi  p(Yi  1)   1   2 X i
Если мы будем оценивать модель с качественной зависимой
переменной, как и ранее, с помощью МНК, мы получим
указанную выше модель, называемую линейной вероятностной
моделью.
3
Линейная вероятностная модель
pi  p(Yi  1)   1   2 X i
Однако линейная вероятностная модель имеет ряд серьезных
недостатков.
Одним из главных недостатков линейной вероятностной модели
является следующий : оцененные значения вероятности могут
оказаться больше 1 или меньше 0.
Распределение случайного члена не только не является
нормальным, но даже не непрерывным.
Можно показать, что дисперсия случайного члена ui равна (b1 +
b2Xi)(1 – b1 – b2Xi), т.е. зависит от X. Таким образом, имеет место
проблема гетероскедастичности.
4
Логит - модель
Y, p
A
1
1 – 1 – 2Xi
1 +2Xi
1
1 + 2Xi
B
0
Xi
X
Главным недостатком модели линейной вероятности являлась
возможность для оцененных значений зависимой переменной5
принимать значение вне интервала (0, 1).
Логит - модель
1.00
F (Z )
1
p  F(Z ) 
1  e Z
0.75
0.50
Z  1   2 X
0.25
0.00
-8
-6
-4
-2
0
2
4
6
Z
Обычным способом решения этой проблемы является предположение
о том, что вероятность является S – образной функцией от переменной
Z, F(Z) принимает значения на интервале (0, 1), где Z является линейной
6
функцией от объясняющих переменных.
Одна из возможных интерпретаций модели
P(Yi = 1) = F(β1 + β2Xi) (*)
Предположим, что существует количественная переменная Yi*,
cвязанная с переменной X обычным регрессионным
уравнением: Yi* = β1 + β2X + εi, i = 1,…,n,
где возмущения εi независимы и одинаково распределены,
E(εi) = 0, D(εi) = σ2
и F – функция распределения нормированных возмущений.
Функция плотности нормированных возмущений симметрична.
7
Yi* - латентная (ненаблюдаемая переменная)
Yi = 1, если Yi* ≥ 0, i = 1,…,n,
Yi = 0, если Yi* < 0, i = 1,…,n,
8
Тогда P(Yi = 1) = P(Yi* ≥ 0) = P(β1 + β2X + εi ≥ 0) =
P(εi ≥ - β1 - β2X) = P(εi ≤ β1 + β2X) = F((β1 + β2X)/σ),
что с точностью до нормировки совпадает с (*).
9
Логит - модель
1.00
F (Z )
1
p  F(Z ) 
1  e Z
0.75
0.50
Z  1   2 X
0.25
0.00
-8
-6
-4
-2
0
2
4
6
Z
Если функция F является логистической (формула для этой
функции приведена выше), то соответствующая модель
называется логит - моделью.
10
Логит - модель
1
p  F(Z ) 
1  e Z
dp (1  e  Z )  0  1  ( e  Z )

dZ
(1  e  Z ) 2
e Z

(1  e  Z ) 2
Производная функции F(Z) называется функцией плотности.
Выше вычислена функция плотности для логистической
функции.
11
Логит - модель
F (Z )
dp
e Z
f (Z ) 

dZ (1  e  Z )2
1
p  F(Z ) 
1  e Z
0.2
0.1
0
-8
-6
-4
-2
0
2
4
6
На рисунке изображен график функции плотности f(Z) для
логистической функции.
Z
12
Логит - модель
1.00
F (Z )
1
p  F(Z ) 
1  e Z
0.75
0.50
Z  1   2 X
0.25
0.00
-8
-6
-4
-2
0
2
4
6
Z
Функция F нелинейно зависит от параметров. Для нахождения
оценок коэффициентов модели β1, β2 используется метод
максимального правдоподобия. Решается некоторая система
13
нелинейных уравнений.
Логит - модель
1.00
F (Z )
1
p  F(Z ) 
1  e Z
0.75
0.50
Z  1   2 X
0.25
0.00
-8
-6
-4
-2
0
2
4
6
Z
Функция F нелинейно зависит от параметров. Для нахождения
оценок коэффициентов модели β1, β2 используется метод
максимального правдоподобия. Решается некоторая система
14
нелинейных уравнений.
Логит - модель
1.00
F (Z )
1
p  F(Z ) 
1  e Z
0.75
0.50
Z  1   2 ASVABC
0.25
0.00
-8
-6
-4
-2
0
2
4
6
Z
Пример использования логит – модели для оценки вероятности
окончания средней школы. В качестве объясняющей выбрана
15
переменная ASVABC.
Логит - модель
. logit GRAD ASVABC
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
0:
1:
2:
3:
4:
5:
Log
Log
Log
Log
Log
Log
Likelihood
Likelihood
Likelihood
Likelihood
Likelihood
Likelihood
Logit Estimates
Log Likelihood = -117.35135
=-162.29468
=-132.97646
=-117.99291
=-117.36084
=-117.35136
=-117.35135
Number of obs
chi2(1)
Prob > chi2
Pseudo R2
=
570
= 89.89
= 0.0000
= 0.2769
-----------------------------------------------------------------------------grad |
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
---------+-------------------------------------------------------------------asvabc |
.1666022
.0211265
7.886
0.000
.1251951
.2080094
_cons | -5.003779
.8649213
-5.785
0.000
-6.698993
-3.308564
------------------------------------------------------------------------------
Пример оценивания логит – модели с помощью пакета STATA.
16
Логит - модель
. logit GRAD ASVABC
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
0:
1:
2:
3:
4:
log
log
log
log
log
likelihood
likelihood
likelihood
likelihood
likelihood
Logit estimates
Log likelihood = -96.886017
=
=
=
=
=
-118.67769
-104.45292
-97.135677
-96.887294
-96.886017
Number of obs
LR chi2(1)
Prob > chi2
Pseudo R2
=
=
=
=
540
43.58
0.0000
0.1836
-----------------------------------------------------------------------------GRAD |
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------ASVABC |
.1313626
.022428
5.86
0.000
.0874045
.1753206
_cons | -3.240218
.9444844
-3.43
0.001
-5.091373
-1.389063
------------------------------------------------------------------------------
Zˆ  3.240  0.131 ASVABC
Результаты оценивания.
17
Логит - модель
1.00
Cumulative effect
0.75
1  e 3.2400.131ASVABCi
0.03
0.50
0.02
0.25
0.01
0.00
0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
0
100
ASVABC
Zˆ  3.240  0.131 ASVABC
Оцененная модель.
18
Marginal effect
pi 
1
Логит - модель
. logit GRAD ASVABC
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
0:
1:
2:
3:
4:
log
log
log
log
log
likelihood
likelihood
likelihood
likelihood
likelihood
Logit estimates
Log likelihood = -96.886017
=
=
=
=
=
-118.67769
-104.45292
-97.135677
-96.887294
-96.886017
Number of obs
LR chi2(1)
Prob > chi2
Pseudo R2
=
=
=
=
540
43.58
0.0000
0.1836
-----------------------------------------------------------------------------GRAD |
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------ASVABC |
.1313626
.022428
5.86
0.000
.0874045
.1753206
_cons | -3.240218
.9444844
-3.43
0.001
-5.091373
-1.389063
------------------------------------------------------------------------------
Zˆ  3.240  0.131 ASVABC
Коэффициент перед переменной ASVABC является значимым.
19
Логит - модель
1
p  F(Z ) 
1  e Z
Z   1   2 X 2  ... k X k
В случае нелинейных моделей говорят о предельном эффекте
объясняющего фактора.
20
Логит - модель
1
p  F(Z ) 
1  e Z
Z   1   2 X 2  ... k X k
p dp Z
e Z

 f ( Z ) i 
i
Z 2
X i dZ X i
(1  e )
Предельный эффект объясняющего фактора Хi (если Х –
непрерывная переменная) – это частная производная по этой
переменной. Вычисляется эта производная по правилу
вычисления производной сложной функции.
21
Логит - модель
1
p  F(Z ) 
1  e Z
Z   1   2 X 2  ... k X k
dp
e Z
f (Z ) 

dZ (1  e  Z )2
p dp Z
e Z

 f ( Z ) i 
i
Z 2
X i dZ X i
(1  e )
Формула для расчета предельного эффекта.
22
Логит - модель
1
p  F(Z ) 
1  e Z
Z   1   2 X 2  ... k X k
dp
e Z
f (Z ) 

dZ (1  e  Z )2
p dp Z
e Z

 f ( Z ) i 
i
Z 2
X i dZ X i
(1  e )
Предельный эффект i – го объясняющего фактора не является
константой, а зависит от других переменных.
23
Логит - модель
p( X 1 , X 2 ,..., X j  1,..., X k ) 
p( X 1 , X 2 ,..., X j  0,..., X k )
Предельный эффект объясняющего фактора Хj (если Хj – dummy
переменная).
24
Логит - модель
. sum GRAD ASVABC
Variable |
Obs
Mean
Std. Dev.
Min
Max
-------------+-------------------------------------------------------GRAD |
540
.9425926
.2328351
0
1
ASVABC |
540
51.36271
9.567646
25.45931
66.07963
Logit estimates
Log likelihood = -96.886017
Number of obs
LR chi2(1)
Prob > chi2
Pseudo R2
=
=
=
=
540
43.58
0.0000
0.1836
-----------------------------------------------------------------------------GRAD |
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------ASVABC |
.1313626
.022428
5.86
0.000
.0874045
.1753206
_cons | -3.240218
.9444844
-3.43
0.001
-5.091373
-1.389063
------------------------------------------------------------------------------
В рассмотренном примере средний результат ASVABC равен
51.36.
25
Логит - модель
. sum GRAD ASVABC
Variable |
Obs
Mean
Std. Dev.
Min
Max
-------------+-------------------------------------------------------GRAD |
540
.9425926
.2328351
0
1
ASVABC |
540
51.36271
9.567646
25.45931
66.07963
Z   1   2 X  3.240  0.131  51.36  3.507
Logit estimates
Log likelihood = -96.886017
Number of obs
LR chi2(1)
Prob > chi2
Pseudo R2
=
=
=
=
540
43.58
0.0000
0.1836
-----------------------------------------------------------------------------GRAD |
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------ASVABC |
.1313626
.022428
5.86
0.000
.0874045
.1753206
_cons | -3.240218
.9444844
-3.43
0.001
-5.091373
-1.389063
------------------------------------------------------------------------------
В этой точке Z равно 3.507.
26
Логит - модель
. sum GRAD ASVABC
Variable |
Obs
Mean
Std. Dev.
Min
Max
-------------+-------------------------------------------------------GRAD |
540
.9425926
.2328351
0
1
ASVABC |
540
51.36271
9.567646
25.45931
66.07963
Z   1   2 X  3.240  0.131  51.36  3.507
Logit estimates
Log likelihood = -96.886017
Number of obs
LR chi2(1)
Prob > chi2
Pseudo R2
=
=
=
=
540
43.58
0.0000
0.1836
-----------------------------------------------------------------------------GRAD |
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------ASVABC |
.1313626
.022428
5.86
0.000
.0874045
.1753206
_cons | -3.240218
.9444844
-3.43
0.001
-5.091373
-1.389063
------------------------------------------------------------------------------
В этой точке Z равно 3.507.
27
Логит - модель
. sum GRAD ASVABC
Variable |
Obs
Mean
Std. Dev.
Min
Max
-------------+-------------------------------------------------------GRAD |
540
.9425926
.2328351
0
1
ASVABC |
540
51.36271
9.567646
25.45931
66.07963
Z   1   2 X  3.240  0.131  51.36  3.507
e  Z  e 3.507  0.030
dp
eZ
0.030
f (Z ) 


 0.028
Z 2
2
dZ (1  e )
(1  0.030)
e–Z равно 0.030. Следовательно, f(Z) равно 0.028.
28
Логит - модель
. sum GRAD ASVABC
Variable |
Obs
Mean
Std. Dev.
Min
Max
-------------+-------------------------------------------------------GRAD |
540
.9425926
.2328351
0
1
ASVABC |
540
51.36271
9.567646
25.45931
66.07963
Z   1   2 X  3.240  0.131  51.36  3.507
e  Z  e 3.507  0.030
dp
eZ
0.030
f (Z ) 


 0.028
Z 2
2
dZ (1  e )
(1  0.030)
p dp Z

 f ( Z ) i  0.028  0.131  0.004
X i dZ X i
Предельный эффект для имеющего средний результат тестирования
равен 0.004. Это означает, что при увеличении результата тестирования
ASVABC на 1 балл вероятность закончить школу возрастает на 0.4 29
процента.
Логит - модель
0.75
0.03
0.50
0.02
0.25
0.01
0.00
0
10
20
30
40
51.36
50
60
70
80
90
0
100
ASVABC
Предельный эффект при среднем результате очень мал. Это
связано с тем, что вероятность закончить школу при средних
результатах и так очень велика.
30
Marginal effect
Cumulative effect
1.00
Логит - модель
В пакете STATA предельные эффекты объясняющих
переменных можно получить с помощью команды mfx
31
Пробит - модель
1.00
F (Z )
0.4
p  F (Z )
0.3
0.50
0.2
0.25
Marginal effect
Cumulative effect
0.75
0.1
0.00
0
-3
-2
-1
0
1
2
Z
Z   1   2 X 2  ...   k X k
Для пробит – модели в качестве S – функции выбирается
функция распределения стандартного нормального
распределения.
32
Пробит - модель
1.00
1
1 2Z 2
f (Z ) 
e
2
0.3
0.50
0.2
0.25
Marginal effect
Cumulative effect
0.75
0.4
0.1
0.00
0
-3
-2
-1
0
1
2
Z
Z   1   2 X 2  ...   k X k
Выше приведена функция плотности. Оценки коэффициентов
находятся по методу максимального правдоподобия.
33
Пробит - модель
. probit GRAD ASVABC SM SF MALE
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
0:
1:
2:
3:
4:
log
log
log
log
log
likelihood
likelihood
likelihood
likelihood
likelihood
=
=
=
=
=
-118.67769
-98.195303
-96.666096
-96.624979
-96.624926
Probit estimates
Log likelihood = -96.624926
Number of obs
LR chi2(4)
Prob > chi2
Pseudo R2
=
=
=
=
540
44.11
0.0000
0.1858
-----------------------------------------------------------------------------GRAD |
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------ASVABC |
.0648442
.0120378
5.39
0.000
.0412505
.0884379
SM | -.0081163
.0440399
-0.18
0.854
-.094433
.0782004
SF |
.0056041
.0359557
0.16
0.876
-.0648677
.0760759
MALE |
.0630588
.1988279
0.32
0.751
-.3266368
.4527544
_cons | -1.450787
.5470608
-2.65
0.008
-2.523006
-.3785673
------------------------------------------------------------------------------
Результаты оценки пробит- модели.
34
Пробит - модель
. probit GRAD ASVABC SM SF MALE
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
Iteration
0:
1:
2:
3:
4:
log
log
log
log
log
likelihood
likelihood
likelihood
likelihood
likelihood
Probit estimates
Log likelihood = -96.624926
=
=
=
=
=
-118.67769
-98.195303
-96.666096
-96.624979
-96.624926
Number of obs
LR chi2(4)
Prob > chi2
Pseudo R2
=
=
=
=
540
44.11
0.0000
0.1858
-----------------------------------------------------------------------------GRAD |
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------ASVABC |
.0648442
.0120378
5.39
0.000
.0412505
.0884379
SM | -.0081163
.0440399
-0.18
0.854
-.094433
.0782004
SF |
.0056041
.0359557
0.16
0.876
-.0648677
.0760759
MALE |
.0630588
.1988279
0.32
0.751
-.3266368
.4527544
_cons | -1.450787
.5470608
-2.65
0.008
-2.523006
-.3785673
------------------------------------------------------------------------------
Как и для логит – модели, не существует интерпретации
полученных оценок коэффициентов. С их помощью можно
рассчитать предельные эффекты.
35
Пробит - модель
p  F (Z )
Z   1   2 X 2  ... k X k
 1  12 Z 2 
p dp Z
  i

 f ( Z )  i  
e
X i dZ X i
 2

Напомним, что предельный эффект объясняющего фактора Xi
рассчитывается как частная производная от Xi.
36
Пробит - модель
p  F (Z )
Z   1   2 X 2  ... k X k
1
dp
1 2Z 2
f (Z ) 

e
dZ
2
 1  12 Z 2 
p dp Z
  i

 f ( Z )  i  
e
X i dZ X i
 2

Формула для расчета предельного эффекта i – го объясняющего
фактора для пробит - модели.
37
Пробит - модель
. sum GRAD ASVABC SM SF MALE
Variable |
Obs
Mean
Std. Dev.
Min
Max
-------------+-------------------------------------------------------GRAD |
540
.9425926
.2328351
0
1
ASVABC |
540
51.36271
9.567646
25.45931
66.07963
SM |
540
11.57963
2.816456
0
20
SF |
540
11.83704
3.53715
0
20
MALE |
540
.5
.5004636
0
1
Таблица дескриптивных статистик для переменных.
38
Пробит - модель
Probit: Marginal Effects
mean
b
product
f(Z)
f(Z)b
ASVABC
51.36
0.065
3.328
0.068
0.004
SM
11.58
–0.008
–0.094
0.068
–0.001
SF
11.84
0.006
0.066
0.068
0.000
MALE
0.50
0.063
0.032
0.068
0.004
constant
1.00
–1.451
–1.451
Total
1.881
p dp Z

 f ( Z ) i
X i dZ X i
Оцениваем предельные эффекты для объясняющих факторов.
39
Odd Ratio
Для логит-модели
Pr(Y  1)
OR 
Pr(Y  0)
Отношение вероятности «удачи» и «неудачи»
ln( OR )  1   2 X 2  ... k X k
Если
Xj
изменится на 1 то OR изменится в
exp(  j )
Раз.
40
Модели упорядоченного множественного выбора
   с0  c1  ...  cm 1  cm  
Yt  ( X ) t   t ,
*
P (Y  j )  P (c j 1  Yt*  c j ),
j  1,..., m
 P (Yt  j )  F (c j  ( X ) t )  F (c j 1  ( X ) t )
 P (Yt  k X )  F (ck  ( X ) t ), k  1,..., m
Надо проверить гипотезу о параллельности (parallel
regression assumption).
Это тест Бранта
41
Интерпретация результатов
P (Yi  1)
   k f (c1  ( X )),
X k
P (Y  j )
   k [ f (c j  ( X )) 
X k
 f (c j 1  ( X ))],
j  1,..., m  1
P (Y  j )

  k f (cm 1  ( X ))
X k
42
Мультиноминальная логит модель
1
P (Yt  1) 
,
1  exp( X t  2 )  ...  exp( X t  m )
P (Yt  j ) 
exp( X t j )
1  exp( X t  2  ...  exp( X t  m )
P (Yt  j ) exp( X t  j )


 exp( X t (  j   k ))
P (Yt  k ) exp( X t  k )
43
Проверка основной гипотезы
IIA – independence from irrelevant alternatives
Test Small-Hsiao
44
10