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作者 Tinderstick 在 PTT 全部看板的留言(推文), 共267則
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10F推: 你的 CI 沒考慮到部分 IV 為插補值所帶來的估計誤差06/13 13:09
11F推: 抱歉,更正一下06/13 13:40
12F推: 你的 CI 沒考慮到插補 IV 的誤差與估計 OR 的誤差之06/13 13:45
13F→: 間的交互作用06/13 13:45
14F推: 在 iid 的前提下,或許可在 bootstrap 裡改用 leave-06/13 13:51
15F→: one-out logistic regression06/13 13:51
16F推: leave-one-out cross-validation logistic regressio06/13 14:51
19F推: 抱歉,好像沒那麼複雜,我想到我的問題去了。你的 re06/13 23:38
20F→: sampling procedure 應該可以捕捉插補誤差和估計誤差06/13 23:38
21F→: ,只要每一次 bootstrap replication 都包含這兩個步06/13 23:38
22F→: 驟即可06/13 23:38
4F推: (3) lnX變動1單位,近似於X變動1%(由泰勒展開式可知)05/02 21:53
1F推: 1. 改用 teffects psmatch (Y) (T covariates)06/20 09:48
2F→: 2. 看不太懂問題,PSM 是先算出 propensity score06/20 09:49
3F→: 不會利用特定變項來配對06/20 09:50
4F→: 所以你或許可以改用 teffects nnmatch 搭配 ematch06/20 09:51
5F推: 喔我看懂了 bysort X1: teffects psmatch (Y) (T X)06/20 10:06
6F→: 上面算的都是 ATE,可以加 atet 選項來算 ATT06/20 10:07
10F推: 原來不能用,看你要不要改用 teffects ipw or ra06/20 10:50
11F→: or ipwra or aipw www.stata.com/manuals13/te.pdf06/20 10:54
5F推: https://doi.org/10.1080/07474938.2017.131850906/02 19:27
6F推: 有至少十篇文章討論相關問題,此外ps_score本身大小06/02 19:33
7F→: 跟匹配的程度沒有關係06/02 19:35
2F推: 看到結局快笑死 to Paul Pierce... the true GOAT!05/22 00:40
18F推: Stata有人寫好了 https://blog.stata.com/2018/10/104/15 06:36
19F→: 0/web-scraping-nba-data-into-stata/04/15 06:36
20F推: https://bit.ly/2UX7B6X04/15 06:41
3F推: 但E[(E1+...En)/n]=0,根據大數法則樣本平均會收斂至003/24 20:40
7F推: Generalized propensity score10/06 00:59
4F推: 印象中 Gaussian MLE 求出來的beta_hat 跟 LSE 一樣11/14 01:48
5F→: 但 sigma_hat 不同(但一致)11/14 01:49
6F→: 而 LSE 本身可以想成是 MME 的特例11/14 01:49
7F→: 所以在相同的目標函數(或說moment eq.)下是一樣的11/14 01:51
5F推: 你說的就是bootstrap confidence interval07/07 02:18
6F推: 從原樣本重複抽出(取後放回)B 個 bootstrap sample07/07 02:27
7F→: s,再按照大小排序選出第 alpha/2 跟 1-alpha/2 的 q07/07 02:27
8F→: uantiles 來當成上下界,就是 1-alpha 的 bootstrap07/07 02:27
9F→: confidence interval07/07 02:27