More specifically, the distribution

More specifically, the distribution of ε j is restricted by the condition ε j≥1−α −X jβ in Eq. (6). Following Simar and Wilson [32] and [33], this study modifies Eq. (6). The true but unobserved efficiency score, OEj, in Eq. (6) is replaced by its estimate , and the distribution is assumed to be truncated normal with zero mean (before truncation), unknown variance, and a truncation point, which are determined by different conditions. Accordingly, we estimate the following:
equation(7)

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

อื่น ๆ โดยเฉพาะ การกระจายของε j ถูกจำกัด โดยเงื่อนไขε j≥1−α −X jβ ใน Eq. (6) การศึกษานี้ปรับเปลี่ยน Eq. (6) ดังต่อไปนี้ Simar และ Wilson [32] และ [33], คะแนนประสิทธิภาพจริง แต่ unobserved, OEj ใน Eq. (6) ถูกแทนที่ ด้วยการประเมิน และการกระจายจะถือว่าถูกตัดปกติ กับค่าเฉลี่ยเป็นศูนย์ (ก่อนตัด), ผลต่างไม่รู้จัก จุดตัด ซึ่งถูกกำหนด โดยเงื่อนไขต่าง ๆ ดังนั้น เราประเมินต่อไปนี้:equation(7)

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

โดยเฉพาะอย่างยิ่งการกระจายตัวของเจεถูก จำกัด โดยสภาพεj≥1-α -X jβในสมการ (6) ต่อไปนี้ Simar และวิลสัน [32] และ [33] การศึกษาครั้งนี้สมการปรับเปลี่ยน (6) คะแนนด้านประสิทธิภาพจริง แต่ไม่มีใครสังเกต OEj ในสมการ (6) จะถูกแทนที่ด้วยประมาณการของตนและการจัดจำหน่ายจะถือว่าถูกตัดทอนปกติกับศูนย์เฉลี่ย (ก่อนตัด) ความแปรปรวนที่ไม่รู้จักและจุดตัดซึ่งจะถูกกำหนดโดยเงื่อนไขที่แตกต่าง ดังนั้นเราคาดว่าต่อไปนี้:
สมการ (7)

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

มากขึ้นโดยเฉพาะการกระจายของε J จํากัด โดยอาการε J ≥ 1 −α− x J บีตาในอีคิว ( 6 ) ต่อไปนี้ simar วิลสัน [ 32 ] และ [ 33 ] , การศึกษาปรับอีคิว ( 6 ) การ oej จริงแต่คะแนนประสิทธิภาพ unobserved ในอีคิว ( 6 ) จะถูกแทนที่โดยการประมาณการของ , และการกระจายที่สันนิษฐานได้ว่าเป็นปลายตัด ปกติกับศูนย์หมายถึง ( ก่อนตัด ) , ความแปรปรวนที่ไม่รู้จัก และการตัดแต้มที่ถูกกำหนดโดยเงื่อนไขที่แตกต่างกัน ดังนั้น เราประเมินตามสมการ ( 7 )

: