The basic CE model structure uses r

The basic CE model structure uses random utility theory (Ben-Akiva
& Lerman, 1985; Manski, 1977) to relate the probability that a certain
alternative (option) is chosen to i) the characteristics of the alternative
(e.g., price and habitat impact), ii) competing alternatives, and iii) characteristics
of the individual. A linear-in-parameters form is assumed
here, with respondent preferences or utilities for an alternative represented
as a weighted sum of their preferences associated with each
characteristic of the alternative.
Following Hensher et al. (2005: p. 606), an individual (q=1, …., Q)
chooses among J alternatives in each of T choice situations. The individual
is assumed to consider the full set of alternatives and choose the one
with the greatest utility. The utility associated with alternative j, as evaluated
by each individual q in choice situation t, is represented by a utility
expression of the form:
Ujtq ¼ β′
qxjtq þ εjtq ð1Þ
where xjtq is the vector of observed explanatory variables, including attributes
and respondent characteristics. βq and εjtq are not observed and
are treated as stochastic. Unlike in the basic multinomial logit CE model,
β is assumed to vary across individuals in mixed logit CE models.
A common CE task involves respondents choosing across three options,
with one being a “null option” reflecting the status quo. The
other two options are changes (e.g., new products or development
paths) characterized by multiple attributes. Each attribute is represented
by two or more levels.
In estimation, each option is specified in the form of a utility function.
For example, the choice of Option 1 would depend on the level of
each of the attributes presented in that option. When demographic
and psychographic variables are entered into the utility functions of
the change options but not the status quo option, estimated parameters
for these variables reveal whether each variable affects the likelihood of
choosing a product (a change) over the status quo, independent of the
product's attribute levels.
The CE data were analyzed using the mixed logit (rpl) routine in
Nlogit (version 4.0). A panel format was utilized given the multiple choice
occasions per respondent. Following common practice, the Price variable
was specified as non-random. All other variables were initially specified
as random with normal distributions. Non-significant standard deviation
parameters were removed from the model (Hensher et al., 2005: p. 664);
as a result, these parameters were treated as non-random. In addition,
non-significant utility function parameters were removed, in part to recover
observations lost due to item non-response for each variable.
Hensher et al. (2005: p. 616) report that draws based on shuffled
uniform vectors outperform standard, scrambled, and shuffled versions
of Halton draws. Model development was based on 250 shuffled
uniform draws. Variables with coefficients that were non-significant
at p= 0.15 were removed at this stage. The final model was run
using 1000 shuffled draws to identify any additional non-significant
parameters, using p=0.10 as the cut-off at this final stage. Final results
are shown in Table 3.
Price was treated as a continuous variable, while effects-coded variables
(Bech & Gyrd-Hansen, 2005; Hensher et al., 2005: pp. 119–121)
were used for the other attributes, with level 1 of each used as the
base. For Habitat, separate effects-coded variables were used for level
2 (Habitat 2) and level 3 (Habitat 3). A generic constant was specified
as the utility function for the null option. This measures respondent
preference for the status quo over either change option.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

โครงสร้างพื้นฐานของรุ่น CE ใช้ทฤษฎีอรรถประโยชน์แบบสุ่ม (Ben Akivaและเลอร์แมน 1985 Manski, 1977) ที่เกี่ยวข้องน่าเป็นที่บางอย่างเลือกทางเลือก (ตัวเลือก) ไป) ลักษณะของทางเลือก(เช่น ราคาและที่อยู่อาศัยผลกระทบ), ii) ทางเลือกสำหรับแข่งขันและ iii) ลักษณะของแต่ละบุคคล แบบเชิงเส้นในพารามิเตอร์จะสันนิษฐานที่นี่ กับผู้ตอบแบบสำรวจการตั้งค่าหรือโปรแกรมอรรถประโยชน์สำหรับทางเลือกแทนเป็นผลรวมถ่วงน้ำหนักของการตั้งค่าของพวกเขาเกี่ยวข้องกับแต่ละลักษณะของทางเลือกต่อไปนี้ Hensher et al. (2005: p. 606), บุคคล (q = 1,..., Q)เลือกระหว่างทางเลือก J ในแต่ละสถานการณ์เลือก T แต่ละบุคคลสันนิษฐานพิจารณาครบชุดของทางเลือก และเลือกอย่างใดอย่างหนึ่งกับโปรแกรมอรรถประโยชน์มากที่สุด โปรแกรมอรรถประโยชน์ที่เกี่ยวข้องกับทางเลือก j เป็นประเมินโดยแต่ละแต่ละ q ในเลือกสถานการณ์ t จะถูกแสดง ด้วยโปรแกรมอรรถประโยชน์นิพจน์ของแบบฟอร์ม:Ujtq ¼β′qxjtq þ εjtq ð1Þที่ xjtq เป็นเวกเตอร์ของตัวแปรอธิบายสังเกต รวมทั้งแอตทริบิวต์และลักษณะของผู้ตอบแบบสำรวจ Βq และ εjtq จะไม่ได้สังเกต และจะถือว่าเป็น stochastic ซึ่งแตกต่างจากในรุ่นพื้นฐานก็ตาม logit CEΒจะถือว่าแตกต่างกันในบุคคลในแบบจำลอง logit ผสม CEงาน CE ทั่วไปเกี่ยวข้องกับผู้ตอบที่เลือกในตัวเลือกที่สามด้วยการ "เลือก null" สะท้อนสภาพ การอีกสองทางเลือกคือ การเปลี่ยนแปลง (เช่น ผลิตภัณฑ์ใหม่หรือพัฒนาหลายแอตทริบิวต์ลักษณะเส้นทาง) แสดงแต่ละคุณลักษณะโดยระดับที่สอง หรือมากกว่าในการประมาณการ แต่ละตัวเลือกมีระบุรูปแบบของฟังก์ชันอรรถประโยชน์เช่น เลือก 1 ตัวเลือกจะขึ้นกับระดับของแต่ละแอตทริบิวต์ที่แสดงในตัวเลือกนั้น เมื่อประชากรและตัวแปร psychographic จะเข้าสู่ฟังก์ชันอรรถประโยชน์ของเปลี่ยนตัวเลือกแต่ไม่สถานะเดิมเลือก ประเมินพารามิเตอร์สำหรับตัวแปรเหล่านี้เปิดเผยว่า แต่ละตัวแปรมีผลต่อโอกาสในการเลือกผลิตภัณฑ์ (เปลี่ยนแปลง) กว่าสถานะเดิม อิสระของการระดับคุณลักษณะของผลิตภัณฑ์ข้อมูล CE ได้วิเคราะห์โดยใช้ชุดคำสั่งผสม logit (rpl) ในNlogit (รุ่น 4.0) ใช้ให้เลือกหลายรูปแบบแผงโอกาสต่อผู้ตอบ ต่อไปนี้ปฏิบัติทั่วไป ตัวแปรราคาระบุเป็นแบบไม่สุ่ม ในขั้นต้นระบุตัวแปรอื่น ๆ ทั้งหมดเป็นแบบสุ่ม มีการกระจายปกติ ส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐานเป็นสำคัญพารามิเตอร์ถูกเอาออกจากแบบจำลอง (Hensher et al. 2005: p. 664);เป็นผล พารามิเตอร์เหล่านี้ถูกถือว่าเป็นแบบไม่สุ่ม นอกจากนี้พารามิเตอร์ของฟังก์ชันอรรถประโยชน์ที่ไม่สำคัญออก ในส่วนการกู้คืนสังเกตที่หายไปเนื่องจากสินค้าไม่ตอบสนองสำหรับแต่ละตัวแปรHensher et al. (2005: p. 616) รายงานที่วาดตามสับเวกเตอร์ชุดประสิทธิภาพสูงกว่ารุ่นมาตรฐาน กวน และคณะการสุ่มจับ Halton รุ่นพัฒนาตามสับ 250เหมือนกันเลย ตัวแปรที่ มีสัมประสิทธิ์ที่ไม่สำคัญที่ p = 0.15 ถูกเอาออกในขั้นตอนนี้ รุ่นสุดท้ายที่ถูกเรียกใช้ใช้สับ 1000 วาดระบุเพิ่มเติมใด ๆ ไม่สำคัญพารามิเตอร์ การใช้ p = 0.10 เป็นการตัดในขั้นตอนสุดท้าย ผลสุดท้ายจะแสดงในตารางที่ 3ราคาถูกถือว่าเป็นตัวแปรต่อเนื่อง ในขณะที่ตัวแปรผลตาย(เล่น & Gyrd-แฮนเซน 2005 Hensher et al. 2005: ภภ. 119-121)ใช้สำหรับแอตทริบิวต์อื่น ๆ ระดับที่ 1 ของแต่ละที่ใช้เป็นฐาน สำหรับที่อยู่อาศัย ตัวแปรผลรหัสแยกใช้สำหรับระดับ2 (ที่อยู่อาศัย 2) และระดับ 3 (ที่อยู่อาศัย 3) ระบุค่าคงที่ทั่วไปเป็นฟังก์ชั่นอรรถประโยชน์สำหรับตัวเลือก null ตอบมาตรการนี้ความต้องการสภาพผ่านการเปลี่ยนแปลงตัวเลือก

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

โครงสร้างรูปแบบ
และ
ทางเลือก
(
ของแต่ละบุคคล รูปแบบเชิงเส้นในพารามิเตอร์จะถือว่า
ที่นี่มีการตั้งค่าตอบหรือสาธารณูปโภคหาทางเลือกที่แสดง
เป็นผลรวมถ่วงน้ำหนักของการตั้งค่าของพวกเขาที่เกี่ยวข้องกับแต่ละ
ลักษณะของทางเลือก
ต่อไปนี้ (q = 1: (2005 p. 606) ... . Q)
เลือกทางเลือกในหมู่ บุคคลที่
จะถือว่าพิจารณาชุดเต็มของทางเลือกและเลือกหนึ่ง
ด้วยการใช้ประโยชน์ที่ยิ่งใหญ่ที่สุด ยูทิลิตี้ที่เกี่ยวข้องกับ
แต่ละ
การแสดงออกของรูปแบบ
Ujtq ¼ β '
qxjtq Þ ε jtq ð1Þ
ที่
และ ลักษณะผู้ถูกกล่าวหา β Q ε jtq
จะถือว่าเป็นสุ่ม ซึ่งแตกต่างจากในรูปแบบพื้นฐาน
β จะถือว่าแตกต่างกันในแต่ละบุคคลในรูปแบบซีอี
งาน
หนึ่งเป็น" ตัวเลือก " สะท้อนให้เห็นถึงสภาพที่เป็นอยู่
อีกสองตัวเลือกคือการเปลี่ยนแปลง
เส้นทาง แต่ละแอตทริบิวต์เป็นตัวแทน
โดยสองคนหรือมากกว่าระดับ
ในการประมาณค่าตัวเลือกแต่ละคนจะถูกระบุไว้ในรูปแบบของฟังก์ชั่นที่ยูทิลิตี้
ยกตัวอย่างเช่นการเลือกตัวเลือกที่
แต่ละแอตทริบิวต์ที่นำเสนอในตัวเลือกนั้น เมื่อกลุ่มผู้เข้าชม
ตัวแปรและ
ตัวเลือกการเปลี่ยนแปลง แต่ไม่เลือกสถานะเดิม
สำหรับตัวแปรเหล่านี้แสดงให้เห็นว่าแต่ละตัวแปรส่งผลกระทบต่อโอกาสในการ
เลือกผลิตภัณฑ์
ผลิตภัณฑ์ระดับแอตทริบิวต์
ข้อมูล
Nlogit ( รูปแบบแผงถูกใช้ให้เลือกหลาย
โอกาสต่อผู้ถูกกล่าวหา ต่อไปนี้การปฏิบัติร่วมกันตัวแปรราคา
ถูกระบุว่าไม่ใช่สุ่ม ตัวแปรอื่น ๆ ทั้งหมดถูกระบุไว้ในตอนแรก
เป็นสุ่มที่มีการแจกแจงปกติ Non
ค่าพารามิเตอร์ที่ถูกถอดออกจากแบบจำลอง
เป็นผลให้พารามิเตอร์เหล่านี้ได้รับการรักษาที่ไม่ใช่สุ่ม นอกจากนี้
ค่าฟังก์ชันยูทิลิตี้ที่ไม่ได้ถูกถอดออกอย่างมีนัยสำคัญในส่วนของการกู้คืน
ข้อสังเกตสูญเสียไปจากรายการที่ไม่ตอบสนองสำหรับแต่ละตัวแปร
Hensher et al, (2005:
เวกเตอร์เครื่องแบบมีประสิทธิภาพสูงกว่ามาตรฐานที่มีสัญญาณรบกวนและสับรุ่น
ของ รูปแบบการพัฒนาอยู่บนพื้นฐานของ
เครื่องแบบดึง ตัวแปรที่มีค่าสัมประสิทธิ์ก็ไม่ใช่อย่างมีนัยสำคัญ
ที่ รุ่นสุดท้ายที่ดำเนินการ
โดยใช้
พารามิเตอร์ใช้ ผลสุดท้าย
จะแสดงในตารางที่
ราคาได้รับการรักษาเป็นตัวแปรอย่างต่อเนื่องในขณะที่ผลกระทบรหัสตัวแปร
( - แฮนเซน - 121)
ถูกนำมาใช้สำหรับแอตทริบิวต์อื่น ๆ กับระดับที่
ฐาน มูลนิธิที่อยู่อาศัยสำหรับผลกระทบรหัสตัวแปรที่แยกจากกันถูกนำมาใช้ในระดับ
2 ( คงทั่วไปถูกระบุ
ว่าเป็นหน้าที่ที่ยูทิลิตี้สำหรับตัวเลือกที่ มีขนาดกล่าวหา
การตั้งค่าสำหรับสภาพที่เป็นอยู่ในช่วงการเปลี่ยนแปลงตัวเลือกอย่างใดอย่างหนึ่ง

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ฐาน CE แบบจำลองโครงสร้างใช้ทฤษฎีอรรถประโยชน์แบบสุ่ม ( เบน วา& เลอมาน , 1985 ; manski , 1977 ) ที่เกี่ยวข้องกับความน่าจะเป็นที่แน่นอนทางเลือก ( option ) ถูกเลือกเพื่อฉัน ) ลักษณะของทางเลือก( เช่น ราคา และผลกระทบต่อสิ่งแวดล้อม ) , 2 ) และ 3 ) ลักษณะทางเลือกที่เข้าแข่งของแต่ละบุคคล เส้นในรูปแบบพารามิเตอร์จะถือว่าที่นี่ มีการตั้งค่าที่ผู้ถูกกล่าวหาหรือสาธารณูปโภคทางเลือกแทนเป็น ผลรวมของการถ่วงน้ำหนักของการตั้งค่าที่เกี่ยวข้องกับแต่ละของพวกเขาลักษณะของทางเลือกต่อไปนี้ hensher et al . ( 2548 : หน้า 606 ) , บุคคล ( Q = 1 , . . . , Q )เลือกระหว่าง J ทางเลือกในแต่ละสถานการณ์ทางเลือก T แต่ละตัวจะถือว่าการพิจารณาชุดเต็มของทางเลือก และเลือกที่กับอรรถประโยชน์ที่ยิ่งใหญ่ที่สุด สาธารณูปโภคที่เกี่ยวข้องกับทางเลือก ประเมิน เจโดยแต่ละ Q ในสถานการณ์เลือกที จะถูกแสดง โดยยูทิลิตี้การแสดงออกของรูปแบบ :ujtq ¼β′qxjtq þε jtq ð 1 Þที่ xjtq คือเวกเตอร์ของตัวแปรสังเกตอธิบาย รวมถึงคุณสมบัติและคุณลักษณะของผู้ตอบ บีตา Q และε jtq ไม่ได้สังเกตและจะถือว่าเป็นสโตแคสติก ซึ่งแตกต่างจากในเบื้องต้นโดยแบบจำลองโลจิต CE ,บีตาจะถือว่าแตกต่างกันไปในแต่ละบุคคลในการผสมโดยใช้ CE รุ่นงานทั่วไปที่เกี่ยวข้องกับผู้ตอบแบบสอบถามเลือก CE ทั้งสามตัวเลือกด้วยการเป็น " การเลือก " สะท้อนให้เห็นถึงสถานะที่เป็นอยู่ ที่อื่น ๆตัวเลือกที่สองคือการเปลี่ยนแปลง ( เช่นผลิตภัณฑ์ใหม่หรือการพัฒนาเส้นทาง ) โดดเด่นด้วยคุณสมบัติหลาย แต่ละคุณลักษณะจะถูกแสดงโดยสองคนหรือมากกว่าระดับในการประมาณค่า แต่ละตัวเลือกที่ระบุไว้ในแบบฟอร์มของยูทิลิตี้ฟังก์ชันตัวอย่างเช่น เลือกตัวเลือกที่ 1 จะขึ้นอยู่กับระดับของแต่ละคุณลักษณะที่นำเสนอในที่ตัวเลือก เมื่อประชากรและตัวแปรลักษณะจะเข้าสู่ฟังก์ชั่นอรรถประโยชน์ของตัวเลือกการเปลี่ยนแปลงแต่ไม่ใช่สภาพที่เป็นอยู่ประมาณพารามิเตอร์ตัวเลือกสำหรับตัวแปรเหล่านี้พบว่าตัวแปรแต่ละตัวมีผลต่อโอกาสของการเลือกผลิตภัณฑ์ ( การเปลี่ยนแปลง ) มากกว่าสภาพที่เป็นอยู่อิสระของระดับคุณลักษณะของผลิตภัณฑ์ข้อมูล CE โดยใช้โลจิตผสม ( RPL ) ตามปกติในnlogit ( รุ่น 4.0 ) แผงมีให้เลือกหลายรูปแบบใช้โอกาสต่อผู้ตอบ ต่อไปนี้การปฏิบัติทั่วไป ตัวแปรราคาถูกกำหนดเป็นไม่สุ่ม ตัวแปรอื่น ๆทั้งหมดได้เริ่มระบุเป็นแบบสุ่มที่มีการแจกแจงปกติ พบว่า คะแนนเฉลี่ย ความเบี่ยงเบนมาตรฐานพารามิเตอร์ที่ถูกถอดออกจากแบบ ( hensher et al . , 2005 : หน้า 664 )ผลคือ ตัวแปรเหล่านี้จะถูกปฏิบัติแบบไม่สุ่ม นอกจากนี้ไม่พบฟังก์ชันอรรถประโยชน์ค่าลบในส่วนที่กู้คืนข้อมูลสูญหายเนื่องจากการไม่มีรายการสำหรับแต่ละตัวแปรhensher et al . ( 2548 : หน้า 616 ) รายงานว่า วาดตามสับเวกเตอร์ชุดมีประสิทธิภาพสูงกว่ามาตรฐาน สัญญาณรบกวนและสับรุ่นของ Halton วาด การพัฒนารูปแบบการใช้ 250 สับวาดชุดนักเรียน ตัวแปรที่มีสัมประสิทธิ์ที่ได้ไม่แตกต่างกันที่ P = 0.15 ถูกถอดออกในขั้นตอนนี้ รูปแบบสุดท้ายคือวิ่งใช้ 1000 สับดึงระบุเพิ่มเติมใด ๆ ไม่แตกต่างกันพารามิเตอร์ที่ใช้ P = 0.10 เป็นตัดในขั้นตอนสุดท้ายนี่ ผลลัพธ์สุดท้ายจะแสดงในตารางที่ 3ราคาก็ถือว่าเป็นตัวแปรต่อเนื่อง ในขณะที่ผลรหัสตัวแปร( หรือ & gyrd Hansen , 2005 ; hensher et al . , 2005 : pp . 119 - 121 )ใช้สำหรับคุณสมบัติอื่น ๆที่มีระดับ 1 ของแต่ละที่ใช้เป็นฐาน สำหรับที่อยู่อาศัย , ผลแยกรหัสตัวแปรที่ใช้ในระดับ2 ( จำนวน 2 ) และระดับ 3 ( ที่อยู่อาศัย 3 ) คงที่ที่ระบุ ทั่วไปเป็นฟังก์ชันอรรถประโยชน์สำหรับตัวเลือก null . มาตรการนี้เลยการตั้งค่าสำหรับสถานะที่เป็นอยู่มากกว่า ทั้งการเปลี่ยนแปลงตัวเลือก