6. There is a part covering fixed c

6. There is a part covering fixed costs and a part aimed at variable management costs. The
former is correlated to the size of household living space and, as a new element, to the
number of people in the family. The variable part is associated with the (expected) amount of
waste produced, which is calculated on the basis of past trends and location-related features.
7. Between 2000 and 2006 the number of municipalities that introduced the tariff (replacing
the old tax) increased from 225 to 935 (out of a total of 8100 municipalities in Italy); the
corresponding population increased from 2,254,887 to 14,322,847, with a share of 3.9 to
24.4, respectively.
8. We opt for log linear instead of log-log which would cause loss of data, and two-stage
Heckman regressions, which after some trials show no significant improvements. The log
linear is a common specification requiring only some attention in relation to commenting
on the coefficients. We discuss it in section 3.2.
9. We apply the Huber/White/sandwich estimator of variance and allow observations that
are not time invariant within groups, although they must be independent between
groups. This means that we consider that Var(eit) ¼ s2eit i ¼ 1,. . ., N, t ¼ 1, . . . ,T, and
that Cov(eit, eis) 6¼ 0 t 6¼ s.
10. A non-linear specification (not shown) was tested, but the squared VA term was never
significant; adding 2006, a year of growth, causes disappearance of the weak decoupling
found in previous studies. We decided to maintain the linear specification accordingly to
a ‘general to particular’ specification approach deriving from the econometrics of time
series. The general model incorporates variables from the conceptual model and from
works applied in the past. It should also be well specified, satisfying the assumptions in
the statistical model. From there, the search can begin for the simplest model that still satisfies the statistical assumptions (Hendry 1995). A specification with a non-significant
quadratic term would be over-identified. The results are almost unchanged.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

6. มีส่วนครอบคลุมต้นทุนคงที่และเป็นส่วนหนึ่งต้นทุนการจัดการตัวแปร การอดีตมีความสัมพันธ์กับขนาด ของพื้นที่บ้าน และ เป็นองค์ ประกอบใหม่ ถึงจำนวนคนในครอบครัว ส่วนตัวแปรเกี่ยวข้องกับจำนวน (คาดไว้)ขยะผลิต ซึ่งมีคำนวณบนพื้นฐานของแนวโน้มอดีตและเกี่ยวกับตำแหน่งที่ตั้ง7. ระหว่าง 2000 และ 2549 จำนวนเทศบาลที่นำมาใช้ภาษีศุลกากร (แทนภาษีเก่า) เพิ่มจาก 225 เป็น 935 (จากทั้งหมดเทศบาล 8100 ในอิตาลี); การประชากรที่เพิ่มขึ้นจาก 2,254,887 เป็น 14,322,847 ส่วน 3.9 การสอดคล้องกัน24.4 ตามลำดับ8. เลือกบันทึกเชิงเส้นแทนการล็อกเข้าสู่ระบบซึ่งจะทำให้สูญเสียข้อมูล และสองขั้นตอนแสดงที่ Heckman ซึ่งหลังจากการทดลองบางอย่างดูไม่ชัด บันทึกของเชิงเส้นถือเป็นข้อมูลจำเพาะทั่วไปที่ต้องการเท่านั้นให้ความสนใจเกี่ยวกับการแสดงความคิดเห็นในสัมประสิทธิ์การ เรากล่าวถึงมันในส่วน 3.29. เราใช้ประมาณฮูเบอร์ขาว/แซนวิผลต่าง และให้สังเกตที่ไม่นิ่งเวลาภายในกลุ่ม แม้ว่าจะต้องมีความเป็นอิสระระหว่างกลุ่มนี้ หมายความ ว่า เราพิจารณาที่ s2eit Var(eit) ¼¼ของฉัน 1,., N, t ¼ 1,..., T และสำหรับอัลบั้มที่ (ส่วน eis) 6¼ 0 t 6¼ s10. ทดสอบคุณสมบัติสเปค (ไม่แสดง) แต่คำว่า VA กำลังสองไม่อย่างมีนัยสำคัญ เพิ่ม 2006 ในปี ทำให้หายตัวไปของ decoupling อ่อนแอพบในการศึกษาก่อนหน้านี้ เราตัดสินใจที่จะรักษาข้อกำหนดเชิงเส้นตามลำดับไปวิธีการข้อมูลจำเพาะ 'ทั่วไปกับเฉพาะ' จากเศรษฐมิติของเวลาชุด แบบทั่วไปประกอบด้วยตัวแปร จากแบบจำลองแนวคิด และทำงานที่ใช้ในอดีต มันควรดีระบุ ภิรมย์สมมติฐานในแบบจำลองทางสถิติ จากนั้น การค้นหาสามารถเริ่มต้นสำหรับรูปแบบที่ง่ายที่สุดที่ยังคง เป็นไปตามสมมติฐานทางสถิติ (เฮนดรี 1995) ข้อมูลจำเพาะ ด้วยไม่สำคัญระยะกำลังสองจะระบุมากกว่า ผลลัพธ์คือเกือบไม่เปลี่ยนแปลง

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

6. มีส่วนหนึ่งที่ครอบคลุมค่าใช้จ่ายคงที่และเป็นส่วนหนึ่งที่มีวัตถุประสงค์เพื่อการจัดการค่าใช้จ่ายที่เป็นตัวแปร
อดีตมีความสัมพันธ์กับขนาดของพื้นที่ใช้สอยในครัวเรือนและเป็นองค์ประกอบใหม่ไปที่
จำนวนของคนในครอบครัว ส่วนตัวแปรที่เกี่ยวข้องกับ (คาดว่า) ปริมาณของ
เสียที่ผลิตซึ่งคำนวณบนพื้นฐานของแนวโน้มในอดีตและคุณลักษณะตำแหน่งที่เกี่ยวข้องกับการ.
7 ระหว่างปี 2000 และ 2006 จำนวนเทศบาลที่นำภาษี (แทนที่
ภาษีเก่า) เพิ่มขึ้น 225-935 (จากทั้งหมด 8100 เทศบาลในอิตาลี);
ประชากรที่สอดคล้องกันเพิ่มขึ้นจาก 2,254,887 14,322,847 จะมีส่วนแบ่ง 3.9 กับ
24.4 ตามลำดับ.
8 เราเลือกสำหรับการเข้าสู่ระบบเชิงเส้นแทนการเข้าสู่ระบบเข้าสู่ระบบซึ่งจะทำให้เกิดการสูญเสียข้อมูลและสองขั้นตอน
การถดถอย Heckman ซึ่งหลังจากการทดลองบางการแสดงไม่มีการปรับปรุงที่สำคัญ บันทึกการ
เชิงเส้นเป็นข้อกำหนดทั่วไปต้องให้ความสนใจเพียงบางส่วนที่เกี่ยวข้องกับการแสดงความคิดเห็น
เกี่ยวกับค่าสัมประสิทธิ์ เราจะหารือในส่วน 3.2.
9 เราใช้ประมาณการฮูเบอร์ / ขาว / แซนวิชของความแปรปรวนและให้ข้อสังเกตว่า
จะไม่คงที่เวลาภายในกลุ่มแม้ว่าพวกเขาจะต้องเป็นอิสระระหว่าง
กลุ่ม ซึ่งหมายความว่าเราพิจารณาว่า Var (EIT) ¼ s2eit ฉัน¼ 1 ,. . ., N, T ¼ 1 . . , T, และ
ที่ Cov (EIT, EIS) 6¼ 0 T 6¼ s.
10 ข้อกำหนดที่ไม่ใช่เชิงเส้น (ไม่แสดง) ได้รับการทดสอบ แต่ระยะ VA ยืดก็ไม่เคย
อย่างมีนัยสำคัญ เพิ่มปี 2006 เป็นปีของการเจริญเติบโตทำให้เกิดการหายตัวไปของ decoupling อ่อนแอ
พบในการศึกษาก่อนหน้า เราตัดสินใจที่จะรักษาข้อมูลจำเพาะเชิงเส้นตาม
แบบ 'ทั่วไปโดยเฉพาะอย่างยิ่ง' สเปควิธีการมาจากเศรษฐมิติของเวลาที่
ซีรีส์ รุ่นทั่วไปประกอบด้วยตัวแปรจากรูปแบบการคิดและจาก
ผลงานที่นำมาใช้ในอดีตที่ผ่านมา นอกจากนี้ยังควรมีการระบุอย่างดีความพึงพอใจของสมมติฐานใน
รูปแบบทางสถิติ จากนั้นการค้นหาสามารถเริ่มต้นสำหรับรูปแบบที่ง่ายที่สุดที่ยังคงสอดคล้องกับสมมติฐานทางสถิติ (เฮนดรี้ 1995) ข้อกำหนดที่มีไม่ใช่อย่างมีนัยสำคัญ
ในระยะกำลังสองจะได้รับมากกว่าที่ระบุ ผลลัพธ์ที่ได้จะเกือบไม่เปลี่ยนแปลง

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

6 . มีบางส่วนที่ครอบคลุมต้นทุนคงที่ และมีส่วนในการบริหารต้นทุนผันแปร ที่ในอดีตมีความสัมพันธ์กับขนาดของครัวเรือน พื้นที่นั่งเล่น และ เป็นองค์ประกอบใหม่เพื่อจำนวนของบุคคลในครอบครัว ส่วน ตัวแปร เกี่ยวข้องกับ ( คาดว่า ) จำนวนของเสียที่ผลิต ซึ่งมีการคำนวณบนพื้นฐานของแนวโน้มในอดีต และสถานที่ที่เกี่ยวข้องกับคุณสมบัติ7 . ระหว่าง 2000 และ 2006 จํานวนของเทศบาลที่ใช้อัตราค่าไฟฟ้า ( แทนภาษีเก่า ) เพิ่มขึ้นจาก 225 ถึง 960 ( จากทั้งหมด 8 , 100 เทศบาลในประเทศอิตาลี ) ;ประชากรที่เพิ่มขึ้นจาก 2254887 เพื่อ 14322847 กับ 3.9 กับแบ่งปันถ ตามลำดับ8 . เราเลือกใช้สำหรับเข้าสู่ระบบเข้าสู่ระบบเข้าสู่ระบบเชิงเส้นแทนซึ่งจะทำให้สูญเสียข้อมูลและสองขั้นตอนเฮ็กเมินสังกะสี ซึ่งหลังจากการทดลองไม่แสดงการปรับปรุงที่สำคัญ . เข้าสู่ระบบเชิงเส้นทั่วไปสเปคโดยเฉพาะความสนใจบางอย่างในความสัมพันธ์กับการแสดงความคิดเห็นเมื่อค่าสัมประสิทธิ์ เราหารือในส่วน 3.2 .9 . เราใช้แซนวิช เบอร์ / ขาว / ประมาณการความแปรปรวน และให้สังเกตว่ายังไม่ได้เวลาค่าคงที่ภายในกลุ่ม แม้ว่าพวกเขาจะต้องเป็นอิสระระหว่างกลุ่ม นี่หมายความว่า เราพิจารณาที่ var ( EIT ) ¼ s2eit ผม¼ 1 . . . . . . . . , n , T ¼ 1 . . . . . . . . , T , และที่ปก ( EIT ¼ 0 T , EIS ) 6 6 ¼ s10 . สเปคแบบไม่เป็นเชิงเส้น ( ไม่แสดง ) คือการทดสอบ แต่สองเทอมก็ไม่เคย วาที่สำคัญ เพิ่มปี 2006 เป็นปีแห่งการเจริญเติบโต สาเหตุการหายตัวไปของ decoupling อ่อนแอที่พบในการศึกษาก่อนหน้านี้ . เราตัดสินใจที่จะรักษาโดยตรงตามสเปค" " ข้อมูลทั่วไปโดยเฉพาะวิธีการอันเกิดจากเศรษฐมิติของเวลาชุด รูปแบบทั่วไปประกอบด้วยตัวแปรจากแบบจำลองและจากผลงานที่ใช้ในอดีต มันก็ควรจะดีระบุพอใจในเบื้องต้นแบบจำลองทางสถิติ จาก การค้นหาสามารถเริ่มต้นสำหรับรูปแบบง่ายที่สุดที่ยังคงตอบสนองสมมติฐานทางสถิติ ( เฮนรี่ 1995 ) สเปคกับไม่แตกต่างกันไม่มีคำจะมาแสดงตัว ผลจะไม่เปลี่ยนแปลง