Есть реальный ВВП на душу населения в неподвижном состоянии с панели структурные сдвиги в странах Африки? Эконометрические доказательств
Аннотация
Эта статья применяется батарея первого и второго поколения панели испытания единичного корня в дополнение к недавно разработанной Каррион-и-эль Сильвестр и др. (2005) тест, чтобы исследовать стохастические свойства реального ВВП на душу населения (PRGDP) для группы 27 стран в период с 1960-2005. Результаты показывают, что существует сечения в зависимости PRGDP серии из 27 стран, включенных в выборку. Результаты показывают, что дальнейшие серии PRGDP в панели находятся на стоянке с несколькими структурных сдвигов, происходящих в разных странах в разные дни. Таким образом, серия оказываются стационарных со сломанными тенденций. Эти результаты являются устойчивыми к предположению либо однородности или разнородности в вычислительных долгосрочные разница в районе аль-Carrioni Сильвестр и др. Испытания панели стационарности. Политические последствия результаты обсуждаются в статье.
Ключевые слова: корни Группа единица - Поперечные независимости - структурные сдвиги - реальный ВВП на душу
Классификация JEL: 011; C22; C23
I. ВВЕДЕНИЕ
В последние годы экономисты и политики были заинтересованы в понимании природы стохастические свойства многих макроэкономических временных рядов, особенно реальный ВВП на душу серии, из различных стран. Их главный интерес заключается в выяснить, реальный ВВП на душу серия стационарных и нестационарных уровня. Здесь стационарности временного ряда понимается, что моменты, особенно средним и дисперсией, не зависят от времени и, следовательно, ряд не содержит единичного корня. Озабоченность экономистов и политиков можно понять, учитывая тот факт, что последствия серии, которые не являются стационарными в уровнях, и, следовательно, их средняя и дисперсия в зависимости от времени, для обеспечения эффективности экономической политики, экономического моделирования и экономического прогнозирования, огромны. Например, при использовании нестационарных временных рядов в обычный метод наименьших квадратов (МНК) регрессионного анализа может привести к ложным результатам и прогнозы, основанные на серии перестанет быть надежной, а также на оказание денежной и фискальной политики действий на основе этих рядов постоянных и не означает,-возвращение.
Обзор литературы по времени серии эконометрики показывает, что существует множество исследований, изучить наличие единичного корня в совокупный реальный ВВП (RGDP), а реальный ВВП на душу ряд различных стран. Многие из этих исследований дело с эмпирически рассмотрении порядка интегрирования производства серии в странах с развитой экономикой и ОЭСР (Организация экономического сотрудничества и развития), стран. Некоторые из известных исследований в этой области включают эмпирических исследований проведенных Kormendi и Маккир (1990), Бен-Давид и Papell (1998), и Cheung Чинн (1996), Fleissig и Штрауса (1999), Gerdham и Lothgren (2000) , Rapach (2002), Gaffeo и др.. (2005) и мясо-и-Сильвестр и др.. (2005). В связи с этим, интересно отметить, что Kormendi и Маккир (1990), Cheng и Чинн (1996), Gerdtham и Lothgren (2000) и Rapach (2002) найти реальный серийный выпуск многих развитых странах, в том числе во многих странах ОЭСР быть не стационарной и сделать вывод, что таким образом, ряд интегрированы в порядке, I (1). В отличие от эмпирических исследованиях Fleissig и Штрауса (1999), Graffeo и др.. (2005) и мясо-и-Сильвестр и др.. (2005) заключить, что ряд стационарных и, следовательно, они будут интегрированы в нулевого порядка, I (0) ..
Хотя в литературе существует много эмпирических исследований временных рядов свойства серии PRGDP для развитых стран, считает, что одна Есть ограниченное количество исследований для изучения рассматриваемого явления для развивающихся стран, особенно африканских стран. Некоторые из этих исследований проводится Бен-Давид и Papel (1998), Li (2000), Агирре и Феррейра (2001), Смит и Inder (2004), Narayan (2004), Chang и др.. (2005), Chang и др.. (2008), и Narayan (2008a, 2008b). Хотя Бен-Давид и Papel (1998) Настоящий эмпирические доказательства того, что для 16 развивающихся стран PRGDP серии являются стационарными в уровнях, Агирре и Феррейра (2001) обнаружили, что PRGDP в бразильской экономике стационарным, и Narayan (2008 ) считает, что ряд PRGDP для 15 азиатских стран, которые будут панели стационарных за период 1950-2002. Chang и др.. (2008) рассматривать на душу населения RGDP для стационарных со сломанными тенденции в период 1960-2000 годов. Единственное исследование временных рядов свойства африканских стран находится в др. Chang и др.. (2005). Они, используя данные о PRGDP из 26 выбрать африканских стран в период 1960-2000 годов, заключить, что для большинства стран, серии не являются стационарными.
Но, Chang и др.. (2005) не рассмотреть возможности нескольких структурных сдвигов в условиях единичного корня тестов и испытаний, которые они использовали не допускают наличие поперечного сечения зависимости. Еще одним прекрасным исследования, проведенного Ромеро-Авила (2009) проверяет гипотезу единичного корня для группы из 46 африканских стран за период 1950-2001 с использованием данных из Мэдисон (2003) и данные за период 1960-2004 собранные из Penn World Таблица PWT 6,2 (2006). Он приходит к выводу, что реальный ВВП на душу населения серии в этих африканских странах сталкивались с многочисленными перерывами, а также являются режима мудрый тенденция стационарных настоящем документе используется в последнее время доступных последовательных данных по строго африканских стран, где, как бумага Ромеро-Авила включает в себя данные по Северной африканских стран и других африканских странах, таких как, Анголе, Эритрее и Эфиопии, Сомали, Судане и Уганде, которые сталкиваются с сохраняющейся политической, этнической и экономической нестабильности. Еще одной отличительной чертой нашей работы является то, что настоящем документе основное внимание, для тестирования и анализа, в течение которого большинство африканских стал независимым и, таким образом удалось провести автономной экономической политики, которая не зависит от колониального экономических приоритетов и философии.
Кроме того, она применяется, в дополнение к первому поколению панели испытания единичного корня, недавно разработанных второго поколения панели единичный корень тесты, такие как кросс-секционное Pesaran в расширенный Дики-Фуллера тест (CADF, 2003), поперечного сечения Им, Pesaran и Шин (CIPS, 2003) и тест на единицу Луна-Перрона панели корень испытаний (МП, 2004), которые предназначены для обработки поперечного сечения зависимость и корреляция. (КП, 2004) ..
Эта статья для эмпирических целей расследования, признает необходимость классификации африканских стран как группы, так как, несмотря на эти стран, имеющих определенную степень неоднородности, они имеют много общих экономических, политических и социальных характеристик. Африканские страны в основном низким уровнем доходов развивающихся стран, которые поставок ограничены, страдают от недостаточного капитала, отсутствие четко определенных "насильственное и поддержка системы прав собственности, в сельском хозяйстве и горнодобывающей промышленности, как важного сектора экономики, имеющих двойное рынков -организованном и неорганизованном рынках. Большинство из этих стран, ориентированных на экспорт в производстве сырьевых товаров. Многие из этих стран исторически подвергающиеся этнических конфликтов и военного правления, которые могут быть истолкованы как структурных сдвигов. Таким образом, в связи с незначительным исследований по время ряд свойств многих макроэкономических временных рядов, для африканских стран, в настоящем документе, используя панель "данные 27 африканских странах за период 19602005, попытки проверить стохастические свойства реального валового внутреннего душу населения (в PRGDP) по Батарея первой и второго поколения панели единичный корень испытаний и недавно разработанный Каррион-и-Сильвестр и др..
(2005) панели стационарности тест (CBL), что позволяет на наличие эндогенно определяется несколько структурных сдвигов и корректировок за сечения зависимость между членами группы. В отличие от первого поколения панели испытания единичного корня, второго поколения панели испытания единичного корня принимать во внимание зависимость между сечения, и поэтому они не страдают от размера искажений. Каррион-и-Сильвестр и др.. Тесты на единичные корни являются более гибкими, чем другие существующие панели единичный корень испытания, которые пытаются определить статистически наличии структурных сдвигов. Одной из особенностей этих испытаний является то, что они считают, что нулевая гипотеза о стационарности панель с несколькими структурных сдвигов для каждого сечения члена. Всеобъемлющего панели единичный корень анализа следует включать, как подчеркнул Карлссон и Lothgren (2000), батарея как одномерные и корень панели модульных тестов особенно учитывая недостатки какой-либо одной широко используются панели испытания единичного корня в литературе ..
II. СПЕЦИФИКАЦИЯ модели и данных
Как эконометрики детали одномерные испытаний на единичный корень, хорошо известны в литературе, не предпринимать попыток в данном документе, чтобы объяснить им [подробнее читать Брейтунг и Pesaran (2005) и Мурти (2007)]. Однако, так как панели испытания единичного корня являются относительно новыми, краткое описание панели единичный корень испытаний, занятых в данном документе и Каррион-и-Сильвестр и др.. стационарных испытаний будут представлены в этом разделе [см. подробнее Херлин (2007), Брейтунг и Pesaran (2005) и мясо-и-Сильвестр и др.. (2005)]. В качестве центрального кадров для работы панели блок корень тестов, мы предполагаем, что следующие данные процессе создания временных рядов поперечных сечений блок, X, в своем различии формы, как:
[DELTA] [X.sub.it] = [А] [X.sub.it-1] [[p.sub.i]. Суммирование (J = 1)] [бета] [i.sub.j] [[DELTA] [X.sub.it-J] Z 'дельта] [[эпсилон]. sub.it] (1)
В указанной модели (1), в настоящем исследовании мы включать индексы, я = 1, 2, ..., 27 сечений и т = 1, 2, ..., 46, T замечания период времени. [Z.sub.it] представляют собой детерминированные такие термины, как индивидуальных эффектов и линейных трендов. В уравнении (1) [А] = ([ро] - 1) и [[ро]. Sub.i] являются авторегрессионных коэффициентов. В панели единичный корень испытания др. Левин и др.. (2002) [ООО] и Брейтунг (2000) и Hadri (2000) тестов, необходимо, чтобы авторегрессионных коэффициентов в (1) такие же, по всей панели. Это предположение считается слишком ограничительной (общий процесс единичный корень) некоторыми эконометрики. Поэтому в последнее время, Im, Pesaran и Шин (2003), разработал новую панель единичный корень испытания, испытание IPS, в которых они пусть авторегрессионных коэффициентов меняться с учетом неоднородности нашли в отдельных членов группы. Кроме того, если в качестве критерия ООО "заявляет, что нулевая гипотеза является наличие единичного корня для всех сечений членов, а альтернативная гипотеза определяется как отдельный процесс для всех стационарных я, тест IPS поддерживает тот же нулевой гипотеза, но гипотеза альтернативных изменение требовать ненулевой часть процессов, отдельных членов группы ", как стационарные.
[T.sub.IPS] = [квадратный корень из N] ([bar.t] -1 / N [N.summation старше (я = 1)] E [t.sub.iT] | [[ро]. Югу . г] = 0) / [квадратный корень из 1 / N [N.summation за I = 1] Var [t.sub.iT] | [[ро]. sub.i] = 0]] (2)
В выражении (2), термин обозначает т-бар среднем ADF конкретного физического сечения в статистических данных. Для различных T и лаги, Им, Pesaran и Шин вычислить через Монте-Карло значения моментов, E [[t.sub.iT] | [[ро]. Sub.i] = O] и Var [[Т. sub.iT] | [[ро]. sub.i] = O]. Они показывают, что [t.sub.IPS] будет нормально распределенной в качестве N (0, 1), N и Т стремятся к бесконечности [см., Baltagi (2005)]. Другой широко применяемый панели единичный корень испытания Maddala-Wu (1999) панели единичный корень тест имеет много преимуществ, основные положительные моменты в том, что испытания могут быть применены и к несбалансированной панели отдельных ADF сечение в регрессии могут иметь различные отставание длины и, наконец, тест может включать р-значений из любой другой одномерный испытаний на единичный корень, такие как корень модульного тестирования Филлипса-Перрона, помимо испытаний ADF единичный корень. Панель Maddala-Wu тестовой статистики, MW [лямбда], либо [MW.sub.ADF] или [MW.sub.pp]. вычисляется путем объединения наблюдаемых р-значения отдельных сечения членов ADF единичный корень испытаний или их фактические значения р от Филлипса-Перрона единицы корень испытаний (1988). Тест-Wu Maddala панели статистики, которая распространяется, как хи-квадрат распределение с 2N степенями свободы, в целом может быть выражена как.
MW [лямбда] = -2 [N.summation старше (я = 1) LN] [[р]. Sub.i] (3) = 1
IPS и Maddala-Wu панели испытания единичного корня относятся к первому поколению панели единичный корень тестов, предположим, что нет сечения зависимость между членами группы. Поперечные зависимость или поперечного сечения корреляции часто встречаются между странами посредством побочные эффекты, общие экономические и другие связи, передачи технологий, движений человеческого капитала и иностранных частных инвестиций, таможенных союзов и опустить факторов.
Можно отметить, что африканские страны не застрахованы от сечения зависимости, поскольку они являются экономически и культурно связаны между собой и имеют много общих черт, как его можно найти в литературе, культурные особенности влияют на экономическое поведение экономических участников. Было продемонстрировано в Banerjee и др. (2004), Генгенбах и др.. (2005), Иоганна Штрауса и Yogit (2003) и О'коннел (1998), в присутствии поперечного сечения зависимости среди остатков, панели испытания единичного корня страдают от неблагоприятных последствий размера и мощности. О'коннел показывает, как наличие поперечного сечения зависимость приводит к повышению уровня значимости эмпирических опытов с номинальным размером от 5% до драматических уровне 50%, что часто приводит к чрезмерной отклонение нулевой гипотезы. Таким образом, существует необходимость применения некоторых из второго поколения панели испытания единичного корня, такие как кросс-секционное IPS Pesaran в (CIPS) тест (2007) и Луны и Перрона (2004) панели единичный корень тест, контроль за наличием поперечного сечения зависимости. Перед применением этих тестов, мы должны выяснить, выборки данных страдает от сечения корреляции. Наиболее широко используемый тест, чтобы обнаружить статистически присутствии поперечного сечения корреляции в панель тест Сечение Зависимость (CD), разработанная Pesaran (2007).
CD = [[Т.Н. (N - 1) / 2]. Sup.-1 / 2 ][^/[ ро] (4)
В математическом выражении (4), [^ / [ро] обозначает попарно сечения коэффициентов корреляции и N и T, соответственно, количество сечений в панели и период времени, включены для каждого сечения. В CD испытания нулевой гипотезы в том, что сечения узла, являются независимыми. CIPS тест Pesaran является получены как среднее по сечению увеличены Дики-Фуллера (СГО) испытаний всех сечения единиц. При наличии серийного корреляции в данных процессах генерации, ВПР может быть изменен для сечению увеличены Дики-Фуллера тест (CADF) и выражается как:
[DELTA] [x.sub.it] = [[А]. Sub.i] [[бета]. Sub.i] [x.sub.i, т-1] [[гамма]. Sub.i] [ [bar.x]. sub.t-1] [[PHI]. суммирование по / = 0] [[дельта]. sub.ij] [ДЕЛЬТА] [[bar.x]. sub.tj] [[PHI] . суммирование по / = 1] [[тета]. sub.ij] [ДЕЛЬТА] [x.sub.i, т] [e.sub.it] (5)
Кроме того, CIPS статистика может быть получена как:
CIPS = (1 / N) [N.summation старше (я = 1)] [CADF.sub.i] (6)
Там, где положено, что [[bar.x]. Sub.t-1] = (1 / N) [N.summation старше (я-1)] [x.sub.it-1], [DELTA] [[ bar.x]. sub.t] = (1 / N) [N.summation старше (я = 1)] [ДЕЛЬТА] [x.sub.it]. В уравнении (5), для CADF тест на единичный корень, наблюдается т-статистика оценка [[бета]. Sub.i] используется при проведении тестирования на единичный корень. Pesaran также предоставляет среднем усеченная версия статистики CADF, CIPS *. Критические значения для CADF, CIPS и CIPS * для различных детерминированных условий в регрессии CADF предоставляются Pesaran (2007). CIPS тест Pesaran явно, предполагает, что есть только один общий фактор в ошибке структуры серии.
Луна и Перрона панели тест на единичный корень (2004), в отличие от CIPS испытания в Pesaran, предполагает, что ошибка структуры данных процессов генерации обладают более чем один общий фактор. Для того чтобы провести испытания панели единичный корень, они разрабатывают две изменение тест T-статистики, [t.sup .*. параграф-а] и [t.sup .*. параграф-б], которые основаны на объединенных оценки первого порядка серийный коэффициент корреляции данных генерации процесса [серии подробную информацию см. в Луну и Перрона (2004)]. Кроме того, они показывают, что испытания статистика асимптотически нормальное распределение.
Которые обсуждались выше панели испытания единичного корня не принимать во внимание наличие структурных сдвигов в данных процесса, порождающего. Но это было продемонстрировано Перрона (1989), что игнорирование наличие структурных сдвигов в корне Группа результаты тестов в предвзятых результатов и часто наличие структурных перерыв в процессе генерации данных могут быть приняты за единицу корень. Поэтому в данной работе, мы используем тестовую панель стационарности развитых недавно, Каррион-и-эль Сильвестр и др. (2005) который, в отличие Zivot-Эндрюс одномерных структурных перерыва тест на единичный корень (1992) и др. Им. (2005) Л. М. панели блок модульных тестов корень, обладает многими полезными эконометрических функций. Основные преимущества Каррион-и-эль Сильвестр и др. тест) тест, что тест позволяет возможного присутствия многочисленных число структурных сдвигов для каждого члена группы в разное время и испытания, в отличие от других структурных панелей испытаний перерыва, поддерживает нулевую гипотезу стационарности. Как правило, один нуждается в сильных доказательств отклонить нулевую гипотезу. Кроме того, тест CBL, панель версия одномерные КПСС в Hadri (2000) тест структурных сдвигов, является достаточно гибкой, так что мы можем контролировать на наличие поперечного сечения зависимость с помощью эмпирических загрузку техники.
После Каррион-и-эль Сильвестр и др. (2005) 'ы обозначения и их точные спецификации, можно выразить данных порождающей модели, [y.sub.it], используемый для оценки следующим образом:.
[Y.sub.i, т] = [[А]. Sub.i] [[m.sub.i]. Суммирование (А = 1)] [DU.sub.i, K, T] [[бета-версии ]. sub.i T] [[m.sub.i]. суммирование (А = 1)] [[Г]. sub.i, А] [DT.sup .*. sub.i, К, Т] [[эпсилон]. sub.i, т] (7)
В указанной модели (7), [DU.sub.i, К, Т] и [DT.sup .*. sub.i, К, Т] представляют фиктивные переменные с [DU.sub.i, К, Т] = 1 для [T.sup.t.sub.b], А и 0 в другом месте и [DT.sup .*. sub.i, K, T] = т - [T.sup.i.sub.b, к ] и 0 в другом месте. [T.sup.i.sub.b], К-й день структурных перерыв й член коллегии при / с = 1, ..., [m.sub.i], [m.sub.i ]> / = 1. Модели (7) может быть использован, чтобы структурные сдвиги как в среднем и время тенденция в зависимости от наличия или отсутствия заметных тенденций в данных процесса, порождающего. Модель позволяет с максимальной отдачей из 5 структурных сдвигов для каждого сечения члена группы. Расположение структурных сдвигов определяется последовательной процедуры, которая рекомендуется Бай и Перрона (1998) [см. подробнее Каррион-и-Сильвестре (2005) и Бай и Перрона (1998)]. Для того чтобы определить оптимальное количество перерывов, модель CBL рекомендует один из трех критериев, в зависимости от тенденций характер регрессоров в модели (7). Предлагается три критерия Бай-Перрона (2001) Критерий (АД), Байеса Информационный критерий (BIC) и, наконец, изменение Шварц Информационный критерий (SIC) Лю, У и Зидек (LWZ, 1997). В данной работе, оптимальное количество перерывов выбирается с помощью модифицированного критерия НИЦ Лю, У и Зидек (1997) ..
Каррион-и-Сильвестр и др.. (2005), в целях проверки гипотезы, получить следующие стандартизированный тест Статистика панели:
Z ([лямбда]) = [квадратный корень из N] (LM ([лямбда]) - [бар. [Эпсилон ]])/[ бар. [Дзета] (8)
В выражении (8), LM ([лямбда]) является средним индивидуальная статистика КПСС оценивается с использованием процедуры МНК. Вектор относительного положения выбрали структурных точками разрыва обозначается [лямбда]. Кроме того, тест показывает, что CBL панели тестовой статистики Z ([лямбда]), стандартизованный [XI]-бар и бар [??]-, как правило, распределяются (0, 1). В (8), [XI]-бар и бар [??]- среднем отдельных математическое ожидание и дисперсию [[др.]. Sub.I] ([лямбда] я).
III. Эмпирические данные
Данные о реальном ВВП на душу населения в постоянных долларах 2000 года в США на период 1960-2005 на всех 27 странах, используемых для эмпирической оценки и анализа данных, получаемых из мирового развития "Всемирного банка" Показатели 2007 [Всемирный банк (2007)]. Для оценки и анализа данных выражаются в натуральных логарифмов.
В таблице 1 представлены некоторые из наиболее важных сводная статистика, связанных с реальным ВВП на душу населения ряда африканских стран, включенных в исследование. Таблица 1 показывает, с точки зрения суммарной статистики, высокая степень неоднородности в уровне экономического развития на период 1960-2005 в экономику африканских стран, включенных в исследование, несмотря на эти страны, имеющие многочисленные структурные сходства. С точки зрения среднего реального ВВП на душу населения за отчетный период расследования, Габон, Сейшельские Острова и Южная Африка, наблюдался относительно говоря, высокий уровень PRGDP, тогда как Бурунди заняла низкой с точки зрения PRGDP. Общего свидетельства Харке-Бера (JB) результаты испытаний нормальности, представлены в таблице 1, указывают, что для реального ВВП на душу населения ряды данных из африканских стран, в прилагающемся образца, предположение о нормальности держит хорошо. За небольшими исключениями являются две группы стран, Габоне и Кении, и Мавритании и Южной Африке, которые мы отвергаем нулевую гипотезу о нормальности на 5% и 1% уровне, соответственно.
Одномерные единичный корень результаты тестов для серии уровне PRGDP приведены в таблице 2. Отсюда ясно, сообщили ADF (1979,1981), Филлипс-Перрона (1988) и КПСС (1992) результатов испытаний, с учетом исключений, Буркина-Фасо, Кении, Лесото, Нигер, Нигерия, Сейшельские Острова, во всех африканских странах реальный ВВП на душу серии будут признаны нестационарных уровней и, следовательно, они не интегрированы в нулевого порядка, I (0). Хотя и ADF-Филлипс-Перрона испытания единичного корня сохранить нулевой гипотезы нестационарности, КПСС государств нулевой стационарности. В таблице 3 представлены результаты ADF, Филлипса-Перрона и КПСС одномерные единичный корень тесты для первого-differenced серии. Результаты ADF тест подавляющем большинстве отвергает для всех стран, нуль-гипотеза нестационарности на уровне 5%. Результаты Филлипс-Перрона испытания повторить то же заключение, за единственным исключением Ботсваны, для которых нулевая гипотеза не отвергается при 5% уровне. КПСС Результаты испытаний показывают, что, за единственным исключением Сенегала, для всех стран, которые мы не можем отвергать нуль-гипотезы о стационарности на уровне 5%. Таким образом, результаты в целом свидетельствуют о том, что ряд PRGDP являются разница стационарных и, следовательно, в уровнях их интеграции в порядке, I (1) ..
Как было показано в литературе временных рядов, что одномерные испытаний unitroot достаточных полномочий, информации о группе 27 африканских стран за период 1960-2005 используется для исследования стохастических свойств серии PRGDP в этих странах. В таблице 4 мы приводим результаты первого поколения панели блок корень испытаний. Для ряда уровне PRGDP, ООО, Брейтунг, IPS, Maddala-[Wu.sub.ADF] и Maddala-[Wu.sub.PP] панели блок корень тесты не отвергнуть нуль-гипотезу нестационарности, как указал на большую р-значения. Для первого уровня и differenced-серии, тест Hadri отвергает нуль-гипотеза совместной стационарности в качестве альтернативы о наличии единичного корня, по крайней мере один из членов группы на уровне 1%. Этот результат испытаний Hadri может быть из-за недостатков тестов. Для первого-differenced серии, все панели блок корень испытаний, за исключением теста Hadri, решительно отвергают нулевую гипотезу-нестационарности. Таким образом, результаты первого поколения панели испытания единичного корня, как и в случае одномерных модульного тестирования корень результаты подавляющем большинстве поддерживают вывод о том, что ряд PRGDP интегрированы порядка 1, I (1).
Вместе с тем следует отметить, что первые поколения панели блок корень испытаний предположить, что члены группы являются независимыми, и нет сечения зависимость между ними. Но, учитывая тот факт, что африканские страны, включенные в исследование торговли между ними много общих экономических сходства, имеют побочные эффекты, и хорошо интегрированы в финансовом отношении, то разумно ожидать сечения зависимость между панели. Недавно было продемонстрировано О'коннел (1998), Banerjee и др.. (2005), Генгенбах и др.. (2005) и Штрауса и Yogit (2003), в присутствии поперечного сечения зависимости или корреляции, panelunit испытаний корень страдают от размера искажений в результате частых отказов от нулевой гипотезы. Поэтому в литературе, то рекомендуется применять исследователей так называемого второго поколения панели блок корень тесты для контроля поперечного сечения зависимости. Некоторые из известных второго поколения панели блок корень тесты Pesaran поперечного сечения IPS (CIPS) тест (2003, 2007), и Луна-Перрона (МП) тест [см., Pesaran (2007), Луну и Перрона (2004), Брейтунг и Перрона (2005)]. Рекомендуется, в литературе, что перед применением этих тестов, необходимо выяснить, есть ли какие-либо статистические данные поперечного сечения зависимости или корреляции в образец панели данных, используемых для проведения расследования.
Таблица 5 показывает результаты испытаний CD, с использованием различных детерминированных условиях, для панельных данных, используемых в исследовании. Как видно из результатов испытаний Pesaran компакт-диск, представленные в таблице 5, вычисляется статистика тест CD больше, чем критическое значение 1% и, следовательно, нуль-гипотеза сечения независимости решительно отвергнуты. Этот вывод является надежной как выбрали для лаг и включение различных детерминированных условиях. Поэтому некоторые из второго поколения панели блок корень тесты должны применяться для контроля за наличием поперечного сечения зависимости.
В таблице 6, результаты CADF отдельных сечения в результатах испытаний сообщила. Для CADF спецификации включающий как перехватывать и тенденции детерминированных условий, за исключением Центральноафриканской Республики, Либерия, Мавритания, Сьерра-Леоне и Того, мы не сможем отказаться от нулевых нестационарности. Результаты испытаний CIPS Pesaran в (2007) и Луны и Перрона (2004) панели единичный корень испытаний приведены в таблице 7. Результаты показывают, что оба эти тесты не способны отклонять нуль-гипотезу нестационарности на уровне 5%.
Таблица 8 докладов др. Каррион и др. Панель стационарности единичный корень тест, который позволяет определить несколько эндогенно структурных сдвигов и является достаточно гибкой для управления сечения зависимость при размещении соответствующих критических значений загрузку процедуры. В Группе таблицы 8, в двух последних столбцах показывают расчетные 10% и 5% конечной КПСС критических значений, с помощью метода Монте-Карло из 20000 ничьих. Эти критические значения используются для контроля за конечным смещения образца, которые могут присутствовать в малых образцах, используемых в документе. Сравнение наблюдаемых статистикой КПСС с конечным образца КПСС 5% критических значений, мы отвергаем нулевую гипотезу стационарности для Бенин, Ботсвана, Буркина-Фасо, Бурунди, Чад, Демократическая Республика Конго и Кот-д'Ивуар, Камерун, Либерия, Мавритания и Сенегал .
Таким образом, в этих 11 странах серии PRGDP интегрированы порядка 1, I ~ (1), и, следовательно, нестационарным. Тем не менее, для большинства стран, включенных в исследование, ряд интегрированы в нулевого порядка, I ~ (0), подразумевая, что они находятся на стоянке в уровнях. Кроме того, как показано в таблице 9, всех африканских стран, включенных в исследование пережили несколько структурных сдвигов, за исключением Мавритании. Бенин, Ботсвана, Гана, Лесото, которые стали свидетелями максимальное количество 5 структурных сдвигов. Еще одно интересное наблюдение, что каждый из 17 из 27 обследованных стран прошла через четыре структурных сдвигов в своей серии PRGDP. Результаты испытаний показывают, что различные страны переживали разное количество структурных сдвигов в разное время. Эти результаты показывают дальнейшее присутствие неоднородности включены данные выборки. Что касается сроков проведения структурных сдвигов отметили в таблице 9, большинство из них произошло в 1970-1980-е и 1990-х. Некоторые из возможных причин этих статистически заметных структурных сдвигов может быть отставали последствия знаменитого энергетического кризиса. Кроме того, большинство африканских стран получили независимость в 1960 и 1970.
Сравнение наблюдаемых статистикой панели КПСС испытания с использованием предположения гомогенных и гетерогенных разница, с бутстреп эмпирически распределенных критических значений на 1%, 5% и 10% уровня нам не удастся отказаться от совместных нулевой гипотезы о стационарности. В частности, как для гомогенных и гетерогенных предположения разница, мы находим фактические статистические данные панели КПСС теста меньше, чем бутстреп критических значений на 1%, 5% и 10% уровня значимости. Таким образом, можно заключить, что после учета для нескольких структурных сдвигов и контроль за сечения зависимости, ряд PRGDP в экономике африканских стран интегрированы в нулевого порядка, I (0), и поэтому они находятся на стоянке с нарушенной тенденций. Все панели результатах единого корень испытаний согласуются с целями отдельных результатов испытаний стране КПСС сообщили в Группе по таблице 8.
IV. ВЫВОДЫ И ПОСЛЕДСТВИЯ ДЛЯ ПОЛИТИКИ
Этот документ, впервые в литературе, используя образец панели данным 27 африканских стран за период 1960-2005, применяется батарея как одномерные и панели испытания единичного корня и пытается исследовать стохастические свойства на душу населения ВВП в реальном времени-серии. Выяснилось, что на душу населения реальных рядов ВВП в этой панели, как индивидуально, так и совместно с нарушенной стационарных тенденций. Наличие структурных сдвигов, с которыми сталкиваются африканские можно объяснить тот факт, что многие страны получили независимость в 1960 и 1970. Кроме того, целый ряд структурных сдвигов произошло во время. В 1980-х и 1990-х годов многие африканские страны приняли торговой и финансовой политики освобождения. Результаты одномерных единичный корень тесты и испытания панели, что позволяет наличие определяется эндогенно структурных сдвигов и контроля за наличием поперечного сечения в зависимости от эмпирического распределения статистики панель тест, используя загрузочный методы показывают, что подавляющее большинство этих стран в душу населения в реальном времени к ВВП серии стационарных уровней. Нахождения стационарных душу реального ВВП как теоретические, так и политические последствия. Для эконометрического моделирования и прогнозирования, если другие соответствующие переменные эконометрической модели, которая включает на душу населения реального ВВП серии этих африканских странах в течение рассматриваемого периода находятся стационарные, то нет никакой необходимости в использовании коинтеграции техники.
Вместо этого можно использовать обычные наименьших квадратов (МНК) для моделирования. С точки зрения политики, фискальной и денежно-кредитной политики действий, которые призваны принести изменения уровня душевого реального ВВП в этих странах будет иметь временный, а не какой-либо постоянный эффект. Политики потрясений, уровень производства получают в этих странах будет временный характер, но затронут и исчезают со временем. Равновесный уровень на душу населения реального ВВП в этих странах будет означать возвращение ..
Благодарности
Авторы выражают благодарность М. Хашем Pesaran, Такеси Ямагата, Syed Башер и мясо-и-Сильвестра за предоставление Гаусса коды для запуска CD, CADF и CIPS тестов, а также панели CBL стационарности испытания нескольких структурных сдвигов, соответственно.
Ссылки
Агирре, А. А. Феррейра (2001) ", (в) наличие единичного корня в бразильском Валовой внутренний продукт" прикладных экономических Письма 2001, Vol. 8, 645-647.
Бай, BH и П. Перрон (1998), "Оценивание и проверка линейных моделей с несколькими структурные изменения" Эконометрика, Vol. 66, 47-78.
Бай, BH и П. Перрон (2006), "Несколько структурной модели перемен: анализ моделирования" в Corbea D., С. Durlauf и BE Хансен (ред.), Эконометрические теории и практики: Эконометрические Очерки
Честь Peter Phillips, Cambridge University Press, Кембридж, 212-240. Baltagi, B. (2005), эконометрического анализа панельных данных, John Wiley
Banerjee, А., М. и С. Marcellino Osbat (2004), "Некоторые Предостережения Использование панельных методов для комплексной серии макроэкономических данных" Эконометрика Journal, Vol. 7, 322-340.
Бен-Давид, Д. Д. Papell (1998), "замедлений и кризисов: Послевоенный рост Данные из 74 стран" Обзор экономики и статистики, 561-571.
Брейтунг, J. и M.H. Pesaran (2005), "Группа Корни и коинтеграции в панели" Обсуждение Paper Series 1, отдел экономических исследований, № 42, Deutsche Bundsbank, Германия.
Брейтунг, J. (2000), "Местные власти какой-то единичный корень Тесты для Panei данных" Baltagi, Б. (ред.) Нестационарные панели, Группа коинтеграции и динамических групп, достижения в области эконометрики, Elsevier Science, Vol. 15, 161-178.
Каррион-и-Сильвестре, JL, Т. дель Баррио и BE Лопес (2005), "Breaking панели: Приложение к ВВП на душу населения" Эконометрика Journal, Vol. 8, 159-175.
Chang, T., SC Кан и KC-Ли (2008), "Есть на душу населения ВВП в реальном выражении Стационарные в странах Латинской Америки? Данные Группа стационарных испытаний в структурных сдвигов" Экономика бюллетень. 31 №, 1-12.
Chang, T., ЦК и ЦК Nieh Вэй (2005), "Есть на душу населения ВВП в реальном выражении Стационарные? Доказывания отдельных африканских стран на основе более мощные нелинейные (Logistic) Тесты на наличие единичного корня" Экономика бюллетень, № 24, 1-8.
Cheung, YW и Д. Чин (1996), "Детерминированные Стохастические и сегментированные Тенденции совокупного объема производства: межстрановой анализ" Оксфорд экономического документы, Vol. 48, 134-162.
Дики Д.А., WA Фуллер (1981), "Распределение оценщиков для авторегрессии временных рядов с единичного корня" Журнале Американской статистической ассоциации, Vol. 74, 427-431.
Дики Д.А., WA Фуллер (1981), "отношения правдоподобия для авторегрессии временных рядов с единичного корня" Эконометрика, Vol. 49, 1057-1072.
Fleissig А.Р., И. Штрауса (1999), "является ОЭСР Real ВВП на душу населения" Тренд "или Разница Стационарные? Данные Группа единичный корень Тест" Журнал ofMacroeconomics, Vol. 21, 673-690.
Gengenback, C., ФК Palm и JP Урбен (2005), "Группа Тесты на наличие единичного корня в присутствии поперечного сечения Зависимости: Сравнение и его последствия для моделирования 2005" Ротопринт, Маастрихтского университета.
Gerdtham, У. и М. Lothgren (2000), "О стационарности и коинтеграции международного расходы на здравоохранение и ВВП", Журнал экономики здравоохранения, Vol. 19, 461-475.
Gaffeo, Е. М. Gallagati (2005), "Реквием для единичного корня на душу населения ВВП в реальном выражении? Дополнительные доказательства исторических данных" Практическая экономика ", Vol. 30, 37-63.
Hadri, K. (2000), "Проверка на стационарность в гетерогенных данных Группа" Эконометрика Journal, Vol. 3, 148-161.
Херлин, C. (2007), "What Would Нельсон и Плоссер Найти бы они использовали Группа Тесты на наличие единичного корня"? Working Paper, НОО, Университет Орлеана, Франция.
Хестон, А., Р. Саммерса и В. Аллен (2006), Penn World Таблица версии 6,2. Центр международных сопоставлений производства, доходов и цен, Пенсильванский университет, штат Пенсильвания.
Карлсон, С. и М. Lothgren (2000), "О силе и интерпретация Группа единичный корень Группа единичный корень Тесты" Economics Letters, Vol. 66, 249-255.
Квятковский, Д., ПХБ-Филлипс, П. Шмидта и И. Шин (1992), "Проверка нулевой гипотезы в отношении стационарных Альтернатива группы Root: Насколько мы уверены в том, что Economic Time Series имеют единичный корень"? Журнал эконометрика, Vol. 54, 159-178.
Kormendi, РП и Meguire (1990), "Характеризация многонациональной о нераспространении ядерного оружия стационарности выходного Совокупные" Журнал Деньги кредит и банковское дело, Vol. 22, 77-93.
Im, К. С. Ли, Дж. и М. Tieslau (2005), "Группа Lm единичный корень тест уровня сдвиги" Оксфорд Бюллетень экономики и статистики, Vol. 67, 393-419.
Им, KS, MH Pesaran и Ю. Шин (2003), "Проверка на группы Корни в гетерогенных панели" Журнал эконометрика, Vol. 115, 53-74.
Li, X-M. (2000), "большой скачок вперед, экономических реформ и гипотезы единичного корня: Тестирование за нарушение Тренд функций в ВВП Китая данных" Журнал Сравнительная экономика, Vol. 28, 814-827.
Лю, JS, Ву и СП Зидек (1997), "О Сегментированный многомерной регрессии" Statistica Синица, Vol. 7, 497-525.
Ли Дж. и Strazicich (2003), "Минимальные множитель Лагранжа единичный корень Тесты с двумя структурных сдвигов" Обзор экономики и статистики, Vol. 81, 1082-1089.
Левин А., CF Лин Чу и ПСИ (2002), "единичный корень Тесты в панельных данных: Асимптотическое и конечных выборках Свойства" Журнал эконометрика, Vol. 108, 1-24.
Maddala, С. С. Ву (1999), "Сравнительное изучение единичного корня Тесты с панельных данных и простой New Test" Оксфорд Бюллетень экономики и статистики Специальный выпуск, Vol. 61, 631-652.
Мэдисон, А. (2003), "Мировая экономика: Историческая Статистика, развитие центра в рамках ОЭСР, Париж, Франция.
Луна, HR и В. Перрон (2004), "Проверка на единичный корень в Панели с Факторы Dynamic" Журнал эконометрика, Vol. 122, 81-126.
Мурти, Н. R, В. (2007), "Группа коинтеграции анализ: эмпирический пример". B. Рао (ред.), коинтеграции для прикладной экономист, Palgrave-Макмиллан, Нью-Йорк.
Narayan, П. (2004), "выводятся флуктуаций переходных? Новых данных в 24 китайских провинциях" Pacific Economic Review, Vol. 9, 327-336.
Narayan, П. (2008), "Есть на душу населения азиатских Группа ВВП Стационарные?" Практическая экономика ", Vol. 34, 439-449.
Narayan, П. (2008), "Доказательства Группа Стационарность из китайских провинций и регионов на прибыль" China Economic Review, Vol. 19, 274-286.
Коннел O, PGJ (1998), "Завышение паритета покупательной способности" Журнал международной экономики, Vol. 44, 1-19.
Rapach, DE (2002), "реальные уровни ВВП нестационарных? Данные из панельных данных тестов" Южный Economic Journal, Vol. 68,473-495.
Ромеро-Авила, D. (2009), "Несколько Breaks, неблагоприятными условиями торговли и Группы-Коренной Гипотеза африканского душу населения ВВП в реальном выражении" World Development, Vol. 37, № 6, 1051-1068.
Перрон, P. (1989), "Великий Crash, нефтяного и гипотезы единичного корня" Эконометрика, Vol. 57, 1361-1401.
Pesaran, MH (2007), "Простые Группа единичный корень испытаний в присутствии поперечного сечения Зависимость" Прикладная эконометрика, Vol. 22,265-312.
Pesaran, MH (2006), "Оценка и вывода на больших гетерогенных Панели с сечением Зависимость" Эконометрика, Vol. 74, 967-1012.
Pesaran, MH (2004), "Общие диагностических тестов для выявления Креста Зависимость секции панели". Кембридж Рабочие материалы в области экономики, № 435, Кембриджский университет и CESifo Working Paper Series № 1229, Кембридж.
Филлипс, ПХБ и П. Перрон (1988), "Проверка на единичный корень во время серии регрессии" Biometrika, Vol. 75,335-346.
Смит, Р. и В. Inder (2004), "китайский провинциальный реальный ВВП на душу нестационарных? Данные из нескольких" Тренд "Перерыв на единичный корень Тесты" China Economic Review, Vol. 15, 1-24.
Штрауса, Ж. и Т. Yogit (2003), "недостатков Группа тестирования на единичный корень". Economics Letters, Vol. 81, 309-313.
Всемирный банк. Индикатор мировом развитии 2007-CD ROM. 2007.
Zivot, Е. и D.W.K. Эндрюс (1992), "дополнительные доказательства по Великому краху, шок цен на нефть, а также гипотеза единичного корня, 1992" Журнал Бизнес и экономической статистики, Vol. 10, 251-70.
Васудева Н. Р. Мурти
Крейтон университет, Omaha, NE, U.S.A.
ЭММАНУЕЛЬ ANORUO
Коппин государственный университет, Baltimore, MD, U.S.A.
