निश्चित प्रभाव मॉडल

आंकड़ों में, एक निश्चित प्रभाव निदर्श एक सांख्यिकीय निदर्श है जिसमें निदर्श मापदंड निश्चित या गैर-यादृच्छिक मात्राएँ होते हैं। यह यादृच्छिक प्रभाव निदर्श और मिश्रित निदर्श के विपरीत है जिसमें सभी या कुछ निदर्श मापदंड यादृच्छिक चर हैं। अर्थमिति और जैवसांख्यिकी सहित कई अनुप्रयोगों में एक निश्चित प्रभाव निदर्श एक प्रतिगमन निदर्श को संदर्भित करता है जिसमें समूह का मतलब निश्चित (गैर-यादृच्छिक) होता है यादृच्छिक प्रभाव निदर्श जिसमें समूह का मतलब जनसंख्या से एक यादृच्छिक नमूना होता है।सामान्यत:, आंकड़े को कई देखे गए कारकों के अनुसार समूहीकृत किया जा सकता है। समूह का मतलब प्रत्येक समूह के लिए निश्चित या यादृच्छिक प्रभावों के रूप में तैयार किया जा सकता है। एक निश्चित प्रभाव निदर्श में प्रत्येक समूह का माध्य एक समूह-विशिष्ट निश्चित मात्रा है।

अनुदैर्ध्य आंकड़े में जहां एक ही विषय के लिए अनुदैर्ध्य अवलोकन सम्मलित होते हैं, निश्चित प्रभाव विषय-विशिष्ट साधनों का प्रतिनिधित्व करते हैं। अनुदैर्ध्य विश्लेषण में शब्द निश्चित प्रभाव अनुमानक (भीतर अनुमानक के रूप में भी जाना जाता है) का उपयोग उन निश्चित प्रभावों (प्रत्येक विषय के लिए एक समय-अपरिवर्तनीय अवरोधन) सहित प्रतिगमन निदर्श में गुणांक के लिए एक अनुमानक को संदर्भित करने के लिए किया जाता है।

गुणात्मक विवरण

जब यह विविधता समय के साथ स्थिर रहती है तो ऐसे निदर्श न देखी गई विविधता के कारण छोड़े गए परिवर्तनीय पूर्वाग्रह को नियंत्रित करने में सहायता करते हैं। इस विविधता को अंतर के माध्यम से आंकड़े से हटाया जा सकता है, उदाहरण के लिए समय के साथ समूह-स्तरीय औसत घटाकर, या पहला अंतर लेकर जो निदर्श के किसी भी समय अपरिवर्तनीय घटकों को हटा देगा।

व्यक्तिगत विशिष्ट प्रभाव के बारे में दो सामान्य धारणाएँ बनाई गई हैं: यादृच्छिक प्रभाव धारणा और निश्चित प्रभाव धारणा। यादृच्छिक प्रभाव निदर्श की धारणा यह है कि व्यक्तिगत-विशिष्ट प्रभाव स्वतंत्र चर के साथ असंबद्ध हैं। निश्चित प्रभाव धारणा यह है कि व्यक्तिगत-विशिष्ट प्रभाव स्वतंत्र चर के साथ सहसंबद्ध होते हैं। यदि यादृच्छिक प्रभाव धारणा कायम है, तो यादृच्छिक प्रभाव अनुमानक निश्चित प्रभाव अनुमानक की तुलना में अधिक दक्षता (सांख्यिकी) है। चूंकि, यदि यह धारणा मान्य नहीं है, तो यादृच्छिक प्रभाव अनुमानक सुसंगत अनुमानक नहीं है। डर्बिन-वू-हौसमैन परीक्षण का उपयोग अधिकांशत: निश्चित और यादृच्छिक प्रभाव निदर्श के बीच अंतर करने के लिए किया जाता है।

औपचारिक निदर्श और धारणाएँ

इसके लिए रैखिक अप्राप्य प्रभाव निदर्श पर विचार करें $N$ अवलोकन और $T$ समय अवधि:

$y_{it}=X_{it}\mathbf {\beta } +\alpha _{i}+u_{it}$ के लिए $t=1,\dots ,T$ और $i=1,\dots ,N$

जहाँ:

• $y_{it}$ व्यक्ति के लिए देखा गया आश्रित चर है $i$ समय पर $t$.
• $X_{it}$ समय-परिवर्तन है $1\times k$ (स्वतंत्र चर की संख्या) प्रतिगामी सदिश है।
• $\beta$ है $k\times 1$ मापदंडों का आव्यूह है।
• $\alpha _{i}$ न देखा गया समय-अपरिवर्तनीय व्यक्तिगत प्रभाव है। उदाहरण के लिए, व्यक्तियों के लिए जन्मजात क्षमता या देशों के लिए ऐतिहासिक और संस्थागत कारक है।
• $u_{it}$ आँकड़ों में त्रुटियाँ और अवशेष हैं।

भिन्न $X_{it}$, $\alpha _{i}$ सीधे तौर पर नहीं देखा जा सकता है।

यादृच्छिक प्रभाव निदर्श के विपरीत जहां न देखा गया $\alpha _{i}$ से स्वतंत्र है $X_{it}$ सभी के लिए $t=1,...,T$, निश्चित प्रभाव (एफई) निदर्श अनुमति देता है $\alpha _{i}$ प्रतिगामी आव्यूह के साथ सहसंबद्ध होना $X_{it}$. अंतर्जातता (अर्थमिति)#विशिष्ट त्रुटि शब्द के संबंध में बहिर्जातता बनाम अंतर्जातता $u_{it}$ अभी भी आवश्यक है.

सांख्यिकीय अनुमान

निश्चित प्रभाव अनुमानक

तब से $\alpha _{i}$ अवलोकन योग्य नहीं है, इसे किसी चर के लिए सीधे नियंत्रित नहीं किया जा सकता है। एफई निदर्श समाप्त कर देता है $\alpha _{i}$ आंतरिक परिवर्तन का उपयोग करके चरों का अर्थ हटाकर:

$y_{it}-{\overline {y}}_{i}=\left(X_{it}-{\overline {X}}_{i}\right)\beta +\left(\alpha _{i}-{\overline {\alpha }}_{i}\right)+\left(u_{it}-{\overline {u}}_{i}\right)\implies {\ddot {y}}_{it}={\ddot {X}}_{it}\beta +{\ddot {u}}_{it}$

जहाँ ${\overline {y}}_{i}={\frac {1}{T}}\sum \limits _{t=1}^{T}y_{it}$, ${\overline {X}}_{i}={\frac {1}{T}}\sum \limits _{t=1}^{T}X_{it}$, और ${\overline {u}}_{i}={\frac {1}{T}}\sum \limits _{t=1}^{T}u_{it}$.

तब से $\alpha _{i}$ स्थिर है, ${\overline {\alpha _{i}}}=\alpha _{i}$ और इसलिए प्रभाव समाप्त हो जाता है। एफई अनुमानक ${\hat {\beta }}_{FE}$ फिर ओएलएस प्रतिगमन द्वारा प्राप्त किया जाता है ${\ddot {y}}$ पर ${\ddot {X}}$.

आंतरिक परिवर्तन के कम से कम तीन विकल्प विविधताओं के साथ सम्मलित हैं।

प्रत्येक व्यक्ति के लिए एक आभासी चर जोड़ना है $i>1$ (बहुसंरेखता के कारण पहले व्यक्ति को छोड़ना)। यह संख्यात्मक रूप से है, लेकिन अभिकलनीयतः रूप से नहीं, निश्चित प्रभाव निदर्श के बराबर है और केवल तभी काम करता है जब श्रृंखला की संख्या और वैश्विक मापदंडों की संख्या का योग अवलोकनों की संख्या से कम है। आभासी चर दृष्टिकोण विशेष रूप से अभिकलित्र स्मृति उपयोग के संबंध में मांग कर रहा है और उपलब्ध रैम से बड़ी समस्याओं के लिए इसकी अनुशंसा नहीं की जाती है, और लागू क्रमादेश संकलन, समायोजित कर सकता है।

दूसरा विकल्प स्थानीय और वैश्विक अनुमानों के लिए लगातार दोहराव दृष्टिकोण का उपयोग करना है। यह दृष्टिकोण कम स्मृति वाले प्रणाली के लिए बहुत उपयुक्त है, जिस पर यह आभासी चर दृष्टिकोण की तुलना में बहुत अधिक अभिकलनीयतः रूप से कुशल है।

तीसरा दृष्टिकोण एक नीड़ित अनुमान है जिसके अनुसार व्यक्तिगत श्रृंखला के लिए स्थानीय अनुमान को निदर्श परिभाषा के एक भाग के रूप में क्रमादेश किया जाता है। यह दृष्टिकोण सबसे अभिकलनीयतः और स्मृति कुशल है, लेकिन इसके लिए कुशल क्रमादेशन कौशल और निदर्श क्रमादेशन कूट तक पहुंच की आवश्यकता होती है; चूंकि, इसे एसएएस में भी क्रमादेश किया जा सकता है। अंत में, उपरोक्त प्रत्येक विकल्प में सुधार किया जा सकता है यदि श्रृंखला-विशिष्ट अनुमान रैखिक है (एक गैर-रेखीय निदर्श के भीतर), जिस स्थिति में व्यक्तिगत श्रृंखला के लिए प्रत्यक्ष रैखिक समाधान को गैर-रेखीय निदर्श परिभाषा के हिस्से के रूप में क्रमादेश किया जा सकता है।

पहला अंतर अनुमानक

Main article: प्रथम-अंतर अनुमानक

आंतरिक परिवर्तन का एक विकल्प पहला अंतर परिवर्तन है, जो एक अलग अनुमानक उत्पन्न करता है। के लिए $t=2,\dots ,T$:

$y_{it}-y_{i,t-1}=\left(X_{it}-X_{i,t-1}\right)\beta +\left(\alpha _{i}-\alpha _{i}\right)+\left(u_{it}-u_{i,t-1}\right)\implies \Delta y_{it}=\Delta X_{it}\beta +\Delta u_{it}.$

एफडी अनुमानक ${\hat {\beta }}_{FD}$ फिर ओएलएस प्रतिगमन द्वारा प्राप्त किया जाता है $\Delta y_{it}$ पर $\Delta X_{it}$.

तब $T=2$, पहला अंतर और निश्चित प्रभाव अनुमानक संख्यात्मक रूप से समतुल्य हैं। के लिए $T>2$, वे नहीं हैं। यदि त्रुटि शर्तें $u_{it}$ बिना किसी क्रमिक सहसंबंध के समरूपता हैं, निश्चित प्रभाव अनुमानक पहले अंतर अनुमानक की तुलना में अधिक दक्षता (सांख्यिकी) है। यदि $u_{it}$ एक यादृच्छिक चाल का अनुसरण करता है, चूंकि, पहला अंतर अनुमानक अधिक कुशल है।

T=2 होने पर निश्चित प्रभावों और प्रथम अंतर अनुमानकों की समानता

विशेष दो अवधि कि स्थिति के लिए ($T=2$), निश्चित प्रभाव (एफई) अनुमानक और पहला अंतर (एफडी) अनुमानक संख्यात्मक रूप से समतुल्य हैं। ऐसा इसलिए है क्योंकि एफई अनुमानक एफडी अनुमानक में उपयोग किए गए आंकड़े सेट को प्रभावी ढंग से दोगुना कर देता है। इसे देखने के लिए, स्थापित करें कि निश्चित प्रभाव अनुमानक है: ${FE}_{T=2}=\left[(x_{i1}-{\bar {x}}_{i})(x_{i1}-{\bar {x}}_{i})'+(x_{i2}-{\bar {x}}_{i})(x_{i2}-{\bar {x}}_{i})'\right]^{-1}\left[(x_{i1}-{\bar {x}}_{i})(y_{i1}-{\bar {y}}_{i})+(x_{i2}-{\bar {x}}_{i})(y_{i2}-{\bar {y}}_{i})\right]$ प्रत्येक के बाद से $(x_{i1}-{\bar {x}}_{i})$ के रूप में पुनः लिखा जा सकता है $(x_{i1}-{\dfrac {x_{i1}+x_{i2}}{2}})={\dfrac {x_{i1}-x_{i2}}{2}}$, हम पंक्ति को इस प्रकार फिर से लिखेंगे:

${FE}_{T=2}=\left[\sum _{i=1}^{N}{\dfrac {x_{i1}-x_{i2}}{2}}{\dfrac {x_{i1}-x_{i2}}{2}}'+{\dfrac {x_{i2}-x_{i1}}{2}}{\dfrac {x_{i2}-x_{i1}}{2}}'\right]^{-1}\left[\sum _{i=1}^{N}{\dfrac {x_{i1}-x_{i2}}{2}}{\dfrac {y_{i1}-y_{i2}}{2}}+{\dfrac {x_{i2}-x_{i1}}{2}}{\dfrac {y_{i2}-y_{i1}}{2}}\right]$

$=\left[\sum _{i=1}^{N}2{\dfrac {x_{i2}-x_{i1}}{2}}{\dfrac {x_{i2}-x_{i1}}{2}}'\right]^{-1}\left[\sum _{i=1}^{N}2{\dfrac {x_{i2}-x_{i1}}{2}}{\dfrac {y_{i2}-y_{i1}}{2}}\right]$

$=2\left[\sum _{i=1}^{N}(x_{i2}-x_{i1})(x_{i2}-x_{i1})'\right]^{-1}\left[\sum _{i=1}^{N}{\frac {1}{2}}(x_{i2}-x_{i1})(y_{i2}-y_{i1})\right]$

$=\left[\sum _{i=1}^{N}(x_{i2}-x_{i1})(x_{i2}-x_{i1})'\right]^{-1}\sum _{i=1}^{N}(x_{i2}-x_{i1})(y_{i2}-y_{i1})={FD}_{T=2}$

चेम्बरलेन विधि

Main article: न देखे गए प्रभाव मॉडल के लिए चेम्बरलेन का दृष्टिकोण

गैरी चेम्बरलेन की विधि, आंतरिक अनुमानक का एक सामान्यीकरण, प्रतिस्थापित करती है $\alpha _{i}$ व्याख्यात्मक चरों पर इसके रैखिक प्रक्षेपण के साथ। रैखिक प्रक्षेपण को इस प्रकार लिखें:

$\alpha _{i}=\lambda _{0}+X_{i1}\lambda _{1}+X_{i2}\lambda _{2}+\dots +X_{iT}\lambda _{T}+e_{i}$

इसका परिणाम निम्नलिखित समीकरण में होता है:

$y_{it}=\lambda _{0}+X_{i1}\lambda _{1}+X_{i2}\lambda _{2}+\dots +X_{it}(\lambda _{t}+\mathbf {\beta } )+\dots +X_{iT}\lambda _{T}+e_{i}+u_{it}$

जिसका अनुमान न्यूनतम दूरी अनुमान से लगाया जा सकता है।

हौसमैन-टेलर विधि

एक से अधिक समय-परिवर्तन प्रतिगामी की आवश्यकता है ($X$) और समय-अपरिवर्तनीय प्रतिगामी ($Z$) और कम से कम एक $X$ और एक $Z$ जिनका इससे कोई संबंध नहीं है $\alpha _{i}$.

विभाजन करें $X$ और $Z$ ऐसे चर ${\begin{array}{c}X=[{\underset {TN\times K1}{X_{1it}}}\vdots {\underset {TN\times K2}{X_{2it}}}]\\Z=[{\underset {TN\times G1}{Z_{1it}}}\vdots {\underset {TN\times G2}{Z_{2it}}}]\end{array}}$ जहाँ $X_{1}$ और $Z_{1}$ से असंबद्ध हैं $\alpha _{i}$. ज़रूरत $K1>G2$.

आकलन $\gamma$ ओएलएस के माध्यम से ${\widehat {di}}=Z_{i}\gamma +\varphi _{it}$ का उपयोग करते हुए $X_{1}$ और $Z_{1}$ क्योंकि उपकरण एक सुसंगत अनुमान उत्पन्न करते हैं।

निविष्ट अनिश्चितता के साथ सामान्यीकरण

जब निविष्ट अनिश्चितता हो $y$ आंकड़े, $\delta y$, फिर $\chi ^{2}$ चुकता अवशेषों के योग के अतिरिक्त मूल्य को कम किया जाना चाहिए। इसे सीधे प्रतिस्थापन नियमों से प्राप्त किया जा सकता है:

${\frac {y_{it}}{\delta y_{it}}}=\mathbf {\beta } {\frac {X_{it}}{\delta y_{it}}}+\alpha _{i}{\frac {1}{\delta y_{it}}}+{\frac {u_{it}}{\delta y_{it}}}$,

फिर मान और मानक विचलन $\mathbf {\beta }$ और $\alpha _{i}$ शास्त्रीय साधारण न्यूनतम वर्ग विश्लेषण और विचरण-सहप्रसरण आव्यूह के माध्यम से निर्धारित किया जा सकता है।

एकरूपता का परीक्षण करने के लिए उपयोग करें

यदि यादृच्छिक प्रभावों को गलत निर्दिष्ट किया गया है (अर्थात यादृच्छिक प्रभावों के लिए चुना गया निदर्श गलत है) तो यादृच्छिक प्रभाव अनुमानक कभी-कभी लंबी समय श्रृंखला सीमा में असंगत हो सकते हैं। चूंकि, कुछ स्थितियों में निश्चित प्रभाव निदर्श अभी भी सुसंगत हो सकता है। उदाहरण के लिए, यदि निदर्शिंग की जा रही समय श्रृंखला स्थिर नहीं है, तो स्थिरता मानने वाले यादृच्छिक प्रभाव निदर्श लंबी-श्रृंखला सीमा में सुसंगत नहीं हो सकते हैं। इसका एक उदाहरण यह है कि यदि समय श्रृंखला में ऊपर की ओर रुझान है। फिर, जैसे-जैसे श्रृंखला लंबी होती जाती है, निदर्श पहले की अवधियों के माध्य के अनुमानों को ऊपर की ओर संशोधित करता है, जिससे गुणांकों की अभिनत पूर्वानुमान बढ़ता हैं। चूंकि, निश्चित समय प्रभाव वाला एक निदर्श समय-समय पर जानकारी एकत्र नहीं करता है, और परिणामस्वरूप पहले के अनुमान प्रभावित नहीं होंगे।

ऐसी स्थितियों में जहां निश्चित प्रभाव निदर्श को सुसंगत माना जाता है, डर्बिन-वू-हौसमैन परीक्षण का उपयोग यह जांचने के लिए किया जा सकता है कि चुना गया यादृच्छिक प्रभाव निदर्श सुसंगत है या नहीं। यदि $H_{0}$ सच है, दोनों ${\widehat {\beta }}_{RE}$ और ${\widehat {\beta }}_{FE}$ सुसंगत हैं, लेकिन केवल ${\widehat {\beta }}_{RE}$ कुशल है. यदि $H_{a}$ की संगति सच है ${\widehat {\beta }}_{RE}$ गारंटी नहीं दी जा सकती है।

यह भी देखें

• यादृच्छिक प्रभाव निदर्श
• मिश्रित निदर्श
• गतिशील न देखे गए प्रभाव निदर्श

• निश्चित-प्रभाव पॉइसन निदर्श

संदर्भ

• Christensen, Ronald (2002). Plane Answers to Complex Questions: The Theory of Linear Models (Third ed.). New York: Springer. ISBN 0-387-95361-2.
• Gujarati, Damodar N.; Porter, Dawn C. (2009). "Panel Data Regression Models". Basic Econometrics (Fifth international ed.). Boston: McGraw-Hill. pp. 591–616. ISBN 978-007-127625-2.
• Hsiao, Cheng (2003). "Fixed-effects models". Analysis of Panel Data (2nd ed.). New York: Cambridge University Press. pp. 95–103. ISBN 0-521-52271-4.
• Wooldridge, Jeffrey M. (2013). "Fixed Effects Estimation". Introductory Econometrics: A Modern Approach (Fifth international ed.). Mason, OH: South-Western. pp. 466–474. ISBN 978-1-111-53439-4.

बाहरी संबंध

• Fixed and random efएफईcts models
• Examples of all ANOVA and ANCOVA models with up to three treatment factors, including randomized block, split plot, repeated measures, and Latin squares, and their analysis in R