4 Empirical resultsRecall that, the

4 Empirical results
Recall that, the null hypothesis of the KPSS test is stationarity, complementing the ADF test. Remember that the ADF test has low power against stationary near unit root processes. Table II shows that the variables are integrated of first order.

Now, we estimate a VAR with 1 lag (according to the minimum AIC) and then, we proceed with a VEC model testing the cointegration relationship for the pre‐ and post‐reform periods and for the whole period 1952‐2007. Table III summarizes the results.

Note that there is a cointegration relationship for the whole period, it is positive and the real per capita GDP is weak exogenous at 1 percent (χ2‐statistic is 6.05 producing a p‐value of 0.014). Moreover, Table III shows that testing Toda and Yamamoto (1995) Granger causality for the whole period indicates that causality goes from inequality to economic growth.

The cointegration test for the first period suggests an inequality‐growth elasticity of 0.29 where GDP per capita is weak exogenous (χ2‐statistic is 1.36 producing a p‐value of 0.243). Once again, Toda and Yamamoto Granger causality test indicates that causality goes from inequality to per capita GDP in the pre‐reforms period. This unidirectional causality can be explained by the composition of the Chinese economy. The pre‐reform period, nearly 80 percent of China's population lived in rural areas and was primarily involved in agriculture but there was not perfect equality in rural China (Benjamin et al., 2005). There were differences across localities and regions reflecting differences in endowments and natural conditions which can predetermine economic growth[6].

The cointegration test indicates one relationship for the second period with elasticity of 0.37 and GDP per capita is weakly exogenous (χ2‐statistic is 1.147 producing a p‐value of 0.284). However, there is not directional causality in this period.

In addition, we present the impulse response functions explaining how a positive shock in the per capita GDP produces an effect on inequality (Gini coefficient). Figure 1 shows, the pre‐reform period, a positive response of inequality by a positive shock of income during the first three terms but then there is a decline on inequality in the subsequent three terms and then, once again a positive response.

Figure 2 shows that during the post‐reform period, a positive shock of income produces a rapidly increment of inequality after the second term.

Instead, Figure 3 shows for the whole period (1952‐2007), the response of an increase in inequality has a negative impact for nine periods and then a high positive impact.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ผลรวม 4เรียกคืน สมมติฐานว่างของการทดสอบ KPSS ว่า stationarity ช่วยทดสอบ ADF อย่าลืมว่า ทดสอบ ADF มีพลังงานต่ำกับเครื่องเขียนใกล้หน่วยรากกระบวน ตารางที่สองแสดงว่า ตัวแปรจะรวมใบสั่งแรกตอนนี้ เราประเมิน VAR กับความล่าช้า 1 (ตาม AIC ต่ำสุด) แล้ว เราดำเนินแบบ VEC ที่ทดสอบความสัมพันธ์ cointegration สำหรับรอบระยะเวลา pre‐ และ post‐reform และ 1952‐2007 ทั้งหมดระยะเวลาการ ตาราง III สรุปผลโปรดสังเกตว่า มีความสัมพันธ์ cointegration สำหรับรอบระยะเวลาทั้งหมด บวกและ real GDP คือเศรษฐกิจฟิลิปปินส์จึงอ่อนแอบ่อยที่ 1 เปอร์เซ็นต์ (χ2‐statistic คือ ผลิต p‐value ของ 0.014 6.05) นอกจากนี้ ตาราง III แสดงว่า causality Toda และยามาโมโตะ (1995) นี่เกรนเจอร์สำหรับรอบระยะเวลาทั้งหมดแสดงให้เห็นว่า causality ไปจากความไม่เท่าเทียมกันการเติบโตทางเศรษฐกิจทดสอบ cointegration ระยะแรกแนะนำความยืดหยุ่นของ GDP ต่อ capita อ่อนแอ 0.29 inequality‐growth เป็นบ่อย (χ2‐statistic คือ ผลิต p‐value ของ 0.243 1.36) อีกครั้ง Toda และยามาโมโตะนี่เกรนเจอร์ causality ทดสอบบ่งชี้ว่า causality ไปจากอสมการ GDP ต่อหัวในระยะ pre‐reforms Causality ทิศนี้สามารถอธิบาย โดยองค์ประกอบของเศรษฐกิจจีน ระยะ pre‐reform เกือบร้อยละ 80 ของประชากรของจีนอาศัยอยู่ในชนบท และเกี่ยวข้องเป็นหลักในการเกษตร แต่ยังไม่มีความเสมอภาคที่สมบูรณ์แบบในชนบทจีน (เบนจามิน et al., 2005) ยังมีความแตกต่างมาและภูมิภาคสะท้อนให้เห็นถึงความแตกต่างในสาธารณะกุศลและสภาพธรรมชาติที่สามารถ predetermine เศรษฐกิจ [6]ทดสอบ cointegration บ่งชี้ความสัมพันธ์หนึ่งสำหรับระยะที่สอง ด้วยความยืดหยุ่นของ 0.37 และ GDP ต่อ capita จะสูญบ่อย (χ2‐statistic คือ ผลิต p‐value ของ 0.284 1.147) อย่างไรก็ตาม ไม่มี causality ทิศทางในช่วงนี้นอกจากนี้ เราสามารถนำฟังก์ชันตอบสนองกระแสที่อธิบายวิธีบวกช็อตใน GDP ต่อหัวก่อให้เกิดผลกระทบความไม่เท่าเทียมกัน (สัมประสิทธิ์ Gini) รูปที่ 1 แสดง ระยะ pre‐reform คำตอบของอสมการโดยช็อตบวกรายได้ระหว่างเงื่อนไขแรกสาม แต่การลดลงในความไม่เท่าเทียมกันซึ่งต่อมาในเงื่อนไขที่สามจาก นั้น อีกครั้งตอบรูปที่ 2 แสดงว่า ช่วง post‐reform ช็อกบวกรายได้ก่อให้เกิดการเพิ่มขึ้นอย่างรวดเร็วของอสมการหลังสองแทน รูปที่ 3 แสดงสำหรับรอบระยะเวลาทั้งหมด (1952‐2007), การตอบสนองการเพิ่มขึ้นของความไม่เท่าเทียมกันได้เท่าใดในรอบเก้า แล้วผลกระทบสูง

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

4 ผลเชิงประจักษ์
จำได้ว่าสมมติฐานของการทดสอบ KPSS เป็น stationarity เมี่ยงทดสอบ ADF โปรดจำไว้ว่าการทดสอบ ADF มีพลังงานต่ำกับนิ่งใกล้กระบวนการรากหน่วย ตารางที่แสดงให้เห็นว่าตัวแปรที่มีการบูรณาการของการสั่งซื้อครั้งแรก. ตอนนี้เราประเมิน VAR 1 ล่าช้า (ตามขั้นต่ำ AIC) และจากนั้นเราจะดำเนินการกับการทดสอบรูปแบบการ VEC ความสัมพันธ์ในระยะยาวสำหรับงวดก่อนและหลังการปฏิรูป และตลอดระยะเวลา 1952-2007 ตารางสรุปผล III. ทราบว่ามีความสัมพันธ์ในระยะยาวตลอดระยะเวลาก็เป็นบวกและ GDP ที่แท้จริงต่อหัวเป็นภายนอกอ่อนแอที่ร้อยละ 1 (χ2-สถิติเป็น 6.05 ผลิต AP-value 0.014) นอกจากนี้ตารางที่สามแสดงให้เห็นว่าการทดสอบโทดะและยามาโมโต (1995) เกรนเจอร์เวรกรรมตลอดระยะเวลาแสดงให้เห็นว่าอำนาจไปจากความไม่เท่าเทียมกันในการเจริญเติบโตทางเศรษฐกิจ. การทดสอบในระยะยาวสำหรับงวดแรกที่แสดงให้เห็นความยืดหยุ่นของความไม่เท่าเทียมกันการเจริญเติบโตของ 0.29 ที่ GDP ต่อหัวจะอ่อนแอ ภายนอก (χ2-สถิติเป็น 1.36 ผลิต AP-value 0.243) อีกครั้งหนึ่งที่โทดะและยามาโมโตเกรนเจอร์ทดสอบแสดงให้เห็นว่าเวรกรรมเวรกรรมไปจากความไม่เท่าเทียมกันที่จะได้ต่อหัว GDP ในช่วงก่อนการปฏิรูป นี้เวรกรรมทิศทางเดียวสามารถอธิบายได้ด้วยองค์ประกอบของเศรษฐกิจจีน ช่วงก่อนการปฏิรูปเกือบ 80 เปอร์เซ็นต์ของประชากรของจีนที่อาศัยอยู่ในพื้นที่ชนบทและผู้ที่เกี่ยวข้องส่วนใหญ่อยู่ในภาคการเกษตร แต่มีไม่เท่าเทียมกันที่สมบูรณ์แบบในชนบทของประเทศจีน (เบนจามิน et al., 2005) มีความแตกต่างกันไปทั่วเมืองและภูมิภาคสะท้อนให้เห็นถึงความแตกต่างในพลังและสภาพธรรมชาติที่สามารถกำหนดล่วงหน้าการเติบโตทางเศรษฐกิจ [6]. การทดสอบในระยะยาวบ่งชี้หนึ่งความสัมพันธ์สำหรับงวดที่สองที่มีความยืดหยุ่นของ 0.37 และ GDP ต่อหัวเป็นอย่างอ่อนภายนอก (χ2-สถิติเป็น 1.147 การผลิต AP-value 0.284) แต่มีไม่ได้ก่อให้เกิดทิศทางในช่วงนี้. นอกจากนี้เรายังนำเสนอฟังก์ชั่นกระตุ้นการตอบสนองอธิบายวิธีช็อตในเชิงบวกใน GDP ต่อหัวก่อผลกระทบต่อความไม่เท่าเทียมกัน (ค่าสัมประสิทธิ์จินี) รูปที่ 1 แสดงให้เห็นว่าระยะเวลาการปฏิรูปก่อนการตอบสนองในเชิงบวกของความไม่เท่าเทียมกันโดยช็อตที่ดีของรายได้ในช่วงแรกสามคำ แต่แล้วมีการลดลงในความไม่เท่าเทียมกันในภายหลังสามข้อตกลงและจากนั้นอีกครั้งหนึ่งที่ตอบสนองเชิงบวก. รูปที่ 2 แสดงให้เห็นว่าในช่วงระยะเวลาหลังการปฏิรูปการช็อตที่ดีของรายได้จากการผลิตเพิ่มขึ้นอย่างรวดเร็วของความไม่เท่าเทียมกันหลังจากที่ระยะที่สอง. แต่รูปที่ 3 แสดงให้เห็นว่าตลอดระยะเวลา (1952-2007) การตอบสนองต่อการเพิ่มขึ้นของความไม่เท่าเทียมกันมีเชิงลบ ส่งผลกระทบต่อระยะเวลานานถึงเก้าแล้วผลกระทบเชิงบวกสูง

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

3 เชิงประจักษ์ผล
จำได้ว่าสมมติฐานโมฆะของ kpss ทดสอบความนิ่งเมี่ยง ADF test จำได้ว่า ADF ทดสอบได้พลังงานต่ำกับเครื่องเขียนใกล้กระบวนการรากหน่วย ตารางที่ 2 แสดงให้เห็นว่าตัวแปรรวมของการสั่งซื้อครั้งแรก

ตอนนี้เราประมาณการ var 1 ล่าช้า ( ตามขั้นต่ำ ( AIC ) แล้วเราทำแบบทดสอบความ สัมพันธ์โลกร้อนก่อน‐และโพสต์‐การปฏิรูปและช่วงตลอดระยะเวลา‐ 1952 ) ตารางที่ 3 สรุปผล

สังเกตว่า มีความความสัมพันธ์ตลอดระยะเวลา มันเป็นบวก และที่แท้จริงต่อหัว GDP อ่อนแอจากภายนอกที่ร้อยละ 1 ( χ 2 ‐สถิติเป็นบริษัทผลิต P ‐ค่า 0.014 ) นอกจากนี้ตารางที่ 3 แสดงให้เห็นว่าการทดสอบโทดะและยามาโมโตะ ( 1995 ) ( เกรนเจอร์สำหรับระยะเวลาทั้งหมดบ่งชี้ว่าวิธีไปจากความไม่เท่าเทียมกันของการเติบโตทางเศรษฐกิจ

ทดสอบ Cointegration สำหรับงวดแรก แสดงให้เห็นการเติบโตของ‐ความยืดหยุ่นของศูนย์ฯที่ GDP ต่อหัวที่อ่อนแอจากภายนอก ( χ 2 ‐สถิติเป็น 1.36 การผลิต P ‐ค่า 0.243 ) อีกครั้งโทดะและทดสอบว่ายามาโมโตะ เกรนเจอร์ ระบุว่า สาเหตุจากความไม่เท่าเทียมกันไปให้ GDP ต่อหัวในการปฏิรูป‐ก่อนระยะเวลา ทิศทางความสัมพันธ์นี้สามารถอธิบายได้โดยองค์ประกอบของเศรษฐกิจจีน ก่อนสมัยปฏิรูป‐ ,เกือบร้อยละ 80 ของประชากรจีนที่อาศัยอยู่ในชนบท และเป็นหลักที่เกี่ยวข้องกับการเกษตร แต่ไม่มีความเสมอภาคที่สมบูรณ์แบบในชนบทของจีน ( เบนจามิน et al . , 2005 ) มีความแตกต่างในท้องถิ่นและภูมิภาคสะท้อนให้เห็นถึงความแตกต่างในคุณสมบัติ และเงื่อนไขธรรมชาติซึ่งสามารถกำหนดล่วงหน้าการเติบโตทางเศรษฐกิจ [ 6 ] .

ทดสอบ Cointegration พบความสัมพันธ์หนึ่งสําหรับงวดที่สองกับความยืดหยุ่นของ 0.37 และ GDP ต่อหัวกระดักกระเดี้ยจากภายนอก ( χ 2 ‐สถิติ 1.147 การผลิต P ‐มูลค่า 0.284 ) อย่างไรก็ตาม ไม่มีทิศทาง ( ในช่วงเวลานี้

นอกจากนี้เรานำเสนอ Impulse Response Functions อธิบายวิธีช็อตบวกใน GDP ต่อหัว ผลิตผลในความไม่เสมอภาค ( Gini coefficient ) รูปที่ 1 แสดง‐ก่อนสมัยปฏิรูปเชิงบวก , การตอบสนองของความไม่เท่าเทียมกัน โดยช็อตบวกของรายได้ในช่วงสามภาคก่อน แต่ก็มีการลดลงในความไม่เท่าเทียมกันในต่อมาสามเงื่อนไขและจากนั้นอีกครั้งบวก

ตอบกลับรูปที่ 2 แสดงให้เห็นว่าในช่วงหลังยุคปฏิรูป‐ , ช็อกบวกรายได้สร้างอย่างรวดเร็วเพิ่มความเหลื่อมล้ำหลังจากระยะที่สอง .

แทน รูปที่ 3 แสดงระยะเวลาทั้งหมด ( 1952 ‐ 2007 ) , การเพิ่มขึ้นของความไม่เท่าเทียมกันที่มีผลกระทบเชิงลบสำหรับเก้าครั้งแล้ว ผลกระทบเชิงบวกสูง .