Discrete Choice Model Notes

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  • 8/20/2019 Discrete Choice Model Notes

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    Notes to Memorize

    March 4, 2015

    •   Density of a Truncated Random Variable  (from below)

    f (x|x > a) =  f (x)

    Prob(x > a)

    •   Truncated Normal  Prob(x > a) = 1 − Φ(a−µσ

      ) = 1 − Φ(α)

    •   Truncated Normal Density

    f (x|x > a) =1

    σ

    x−µ

    σ

    1 − Φ(α)

    •   Moments of the Truncated Normal Distribution x  ∼  N (µ, σ2) and constanta

    E [x| truncation] = µ + σλ(α)V ar[x| truncation] = σ2[1 − δ (α)]

    α = a − µ

    σ

    λ(α) =  φ(α)

    1 − Φ(α)  if truncation is x > a

    λ(α) = −φ(α)

    Φ(α)  if truncation is x < a

    δ (α) = λ(α)[λ(α) − α]

    •   Truncated Regression Model  Given  yi  = x

    iβ  +  εi  and  εi|xi  ∼ N (0, σ2) implies

    yi|xi ∼ N (x

    iβ, σ2).

    E [yi|yi > a] = xi/β  + σ  φ[(a − xiβ )/σ]

    1 − Φ[(a − xiβ )/σ]

    = xiβ  + σλ(αi)

    ∂E [yi|yi > a]

    ∂xi= β (1 − λ2 + αλ)

    = β (1 − δ i)

    1

  • 8/20/2019 Discrete Choice Model Notes

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    •   Moments of Censored Normal Variable(From below)  y∗ ∼ N (µ, σ2) and cen-soring below by  a

    E [y] = Φa + (1 − Φ)(µ + σλ)

    V ar[y] = σ2(1 − Φ)[(1 − δ ) + (α − λ)2Φ]

    Φ[(a − µ)/σ] = Φ(α) = P rob(y∗ ≤ a) = Φ, λ =  φ

    1 − Φ

    δ  =  λ2 − λα

    (1)

    •  Censored Regression Model  y∗i   = x

    iβ  + εi.

    E [y∗i |xi] = x

    iβ 

    E [yi|xi] = [1 − Φ(α)](µ + σλ(α)) = [1 − Φ(α)](x

    iβ  + σλ(α))

    E [yi|xi, yi  >  0] = x

    β  + σλ(α)∂E [y∗i |xi]

    ∂xi= β 

    ∂E [yi|xi]

    ∂xi= β  · P rob[a < y∗ < b] = β Φ

    xiβ 

    σ

      when  a = 0

    E [yi|xi, yi  >  0]

    ∂xi= β [1 − αλ − λ2]

    •   Moments of the Incidentally Truncated Bivariate Normal Distributiony, z  ∼  N [(µy, µz), (σ

    2

    y, σ2

    z)] and  ρ  =  Corr(y, z ).

    E [y|z > a] = µy + ρσyλ(αz)

    V ar[y|z > a] = σ2y[1 − ρ2δ (αz)]

    αz  = a − µz

    σz

    λ(αz) =  φ(αz)

    1 − Φ(αz)

    δ (αa) = λ(αz)[λ(αz) − αz]

    •   Incidental Truncation Regression Model

    z ∗i   = w

    iγ  + ui

    yi  =  x

    iβ  + εi

    E [yi|yi  is observed] =  E [yi|z ∗

    i   > 0]

    = xiβ  + ρσελi(αu)

    = xiβ  + β λλi(αu)

    ∂E [yi|z ∗

    i   > 0]

    ∂xik= β k − γ k

    ρσεσu

    δ i(αu)

    δ i  =  λ2 − αiλi

    E [yi|z i = 1, xi, wi] = xiβ  + ρσελ(wiγ )

    2