where E(εi|Ti1) = 0. This is estima

where E(εi|Ti1) = 0. This is estimated with weights of unity for treated units and Pˆ(X) / (1−Pˆ(X)) for controls, where Pˆ(X) is a consistent estimate of P(X) and 0bPˆ(X)b1. Hirano et al. (2003) show that weighting the controls this way yields an efficient estimator. We estimate Eq. (5) on both the pooled sample (for t= 0,1 and including replacement households) for both the total
sample and trimmed sample

Results (Vietnamese) 1:

nơi E(εi| Ti1) = 0. Điều này được ước tính với trọng lượng của sự thống nhất cho các đơn vị điều trị và Pˆ(X) / (1−Pˆ(X)) cho điều khiển, nơi Pˆ(X) là một ước tính nhất quán của P(X) và 0bPˆ (X)b1. Hirano et al. (2003) cho rằng cân điều khiển theo cách này mang lại một ước tính hiệu quả. Chúng tôi ước tính Eq. (5) trên cả hai mẫu tòi (với t = 0,1 và bao gồm cả hộ gia đình thay thế) cho tổng số haimẫu và tỉa mẫu

Results (Vietnamese) 2:

trong đó E (εi | Ti1) = 0. Điều này được ước tính bằng trọng lượng của sự hiệp nhất cho các đơn vị điều trị và P (X) / (1-P (X)) cho các điều khiển, trong đó P (X) là một ước tính phù hợp của P (X ) và 0bP (X) b1. Hirano et al. (2003) cho thấy nặng từ các điều khiển theo cách này mang lại một ước lượng hiệu quả. Chúng tôi ước tính Eq. (5) trên cả hai mẫu gộp (đối với t = 0,1 và bao gồm các hộ gia đình thay thế) cho cả tổng
mẫu và cắt mẫu