For what concerns the Standard Mode

For what concerns the Standard Model, the first column of Table 2 shows that the poverty elasticity to growth is around -1.7% for both poverty lines. Comparing our results with the ones of the established literature, the value of the poverty elasticity to growth is in line with the ones obtained using GMM while is unsurprisingly lower, in absolute value, than the ones found in studies that employ OLS. For instance, Kalwij and Verschoor (2007), which uses GMM and it employs the $2 a day poverty line, gets a poverty elasticity to growth that, despite its variation across world regions, it is around 1.5% on average (7). Bourguignon (2003) and Bruno, Ravallion and Squire (1998), employing OLS, obtain, instead, an higher elasticity in absolute value, equal respectively to -2.01% and -2.28%. The lower GMM estimates are motivated by the fact that the GMM estimators have a lower bias than OLS (Soto, 2010). Finally, it is worth noticing that our finding of a lower poverty elasticity to growth -in absolute value- at the $2 a day poverty line with respect to the one at $1.25 a day is in line with recent estimates that find a lower elasticity at higher poverty lines (Lenagala and Ram, 2010). Turning now to the poverty elasticity to inequality, Table 2 shows that, in all the estimated models, and for both poverty lines, an increase in inequality is associated with higher poverty rates. Passing now to the discussion of the effect of initial conditions, as encompassed by Standard Model Improved I and II (i.e. Equation 2 and 3, respectively), it must be recalled that, as explained in Section 2, the poverty elasticity to growth and the poverty elasticity to inequality are obtained at meaningful levels of the initial levels of poverty and inequality. Table 3 reports the poverty elasticities to growth and inequality, based on Equation (2) estimated coefficients (8).

Table 3 shows that the initial levels of poverty and inequality can dramatically change the effectiveness of growth in reducing poverty. In particular, poverty is shown to be more reactive to economic growth under favourable initial conditions. As a matter of facts, when poverty it is measured at $1.25 per day, the absolute value of the poverty elasticity to growth is 1.2% if initial poverty and inequality take their median values (i.e. ginipovp50). At high level of initial poverty and inequality (i.e. ginipovp90), instead, the absolute value of the elasticity decreases to 0.89%, while at low levels of initial poverty and inequality (i.e. ginipovp10) it increases to 2.5%. The same conclusion can be reached when employing the $2 a day poverty line. In this case, the absolute value of the poverty elasticity to growth corrected for initial poverty and inequality ranges between 0.7% (at ginipovp90) and 1.9% (at ginipovp10). Our findings are very much in line with the ones of the existing literature, which are collected in Table 1. In particular, it seems to be a quite well established result that the more favourable the initial conditions in terms of poverty and inequality the greater the effect of economic growth on poverty reduction (see, for example, Ravallion, 1997; De Janvry and Sadoulet, 2000; Epaulard, 2003; and Fosu, 2010). Moreover, our results are very similar to the ones obtained by Kalwij and Verschoor (2007), when estimating the Standard Model Improved II using GMM at the $2 a day poverty line. At mean values of initial level of inequality and development (defined as the ratio of mean income to the poverty line), their corrected poverty elasticity to growth ranges between 1.3% and 1.5% in absolute value and ours is slightly more than 1%.

Concluding with the analysis of the poverty elasticity to inequality, the calculations included in Table 3 unveil an inverse relationship between the poverty elasticity to inequality and the initial conditions on poverty and inequality. To clarify, this means that a worsening in the initial conditions makes the poverty rate to increase faster, for a given acceleration in inequality, in relatively richer and more equal countries.

If we take for instance the $2 a day poverty line, the poverty elasticity to inequality ranges between 0.39 % (at high level of initial poverty and inequality) and 2.6% (at low level of initial poverty and inequality). This result must be interpreted in the light of the fact that the poverty elasticity to inequality crucially depends on the initial distribution of income. With the words of Ravallion (2012), high initial inequality matters to poverty reduction only in so far it entails a high initial incidence of poverty relative to the mean. Moreover, it is reassuring that our findings mimic the ones of the established literature. Lopez and Serven (2006) obtained the same inverse relationship between poverty elasticity to inequality and initial conditions, while demonstrating that the distribution of per capita income is well approximated by a lognormal density. Finally, Kalwij and Versch

Hasil (Bahasa Indonesia) 1:

Untuk apa yang menyangkut standar Model, kolom pertama dari tabel 2 menunjukkan bahwa kemiskinan elastisitas pertumbuhan sekitar-1.7% untuk kedua garis kemiskinan. Membandingkan hasil kami dengan yang dalam literatur didirikan, nilai elastisitas kemiskinan pertumbuhan adalah sejalan dengan orang-orang yang diperoleh dengan menggunakan GMM sementara tidak mengejutkan lebih rendah, nilai mutlak, daripada yang ditemukan dalam studi yang mempekerjakan OLS. Sebagai contoh, Kalwij dan Verschoor (2007), yang menggunakan GMM dan mempekerjakan $2 garis kemiskinan hari, mendapat elastisitas kemiskinan pertumbuhan bahwa, walaupun dengan variasi di seluruh wilayah di dunia, itu adalah sekitar 1,5% rata-rata (7). Bourguignon (2003) dan Bruno, Ravallion dan Squire (1998), mempekerjakan OLS, memperoleh, sebaliknya, elastisitas yang tinggi dalam nilai absolut, sama masing-masing-2.01% dan-2.28%. GMM rendah memperkirakan termotivasi oleh kenyataan bahwa GMM penduga memiliki bias yang lebih rendah daripada OLS (Soto, 2010). Akhirnya, it's worth memperhatikan bahwa kami temuan elastisitas kemiskinan yang lebih rendah untuk pertumbuhan - nilai mutlak - di $2 garis kemiskinan hari sehubungan dengan di $1.25 per hari adalah sesuai dengan hari memperkirakan bahwa menemukan elastisitas yang rendah tinggi garis kemiskinan (Lenagala dan Ram, 2010). Menoleh sekarang ke elastisitas kemiskinan ketidaksetaraan, tabel 2 menunjukkan bahwa, dalam semua model perkiraan, dan untuk kedua garis kemiskinan, peningkatan ketidaksetaraan dikaitkan dengan tingkat kemiskinan lebih tinggi. Lewat sekarang untuk diskusi mengenai efek dari kondisi awal, seperti yang dinyatakan oleh standar Model ditingkatkan I dan II (yaitu persamaan 2 dan 3, masing-masing), harus ingat bahwa, sebagaimana dijelaskan dalam bagian 2, elastisitas kemiskinan untuk pertumbuhan dan elastisitas kemiskinan ketidaksetaraan yang diperoleh pada tingkat yang bermakna dari tingkat awal kemiskinan dan ketidaksetaraan. Tabel 3 laporan elasticities kemiskinan untuk pertumbuhan dan ketidaksetaraan, berdasarkan persamaan (2) diperkirakan koefisien (8).Table 3 shows that the initial levels of poverty and inequality can dramatically change the effectiveness of growth in reducing poverty. In particular, poverty is shown to be more reactive to economic growth under favourable initial conditions. As a matter of facts, when poverty it is measured at $1.25 per day, the absolute value of the poverty elasticity to growth is 1.2% if initial poverty and inequality take their median values (i.e. ginipovp50). At high level of initial poverty and inequality (i.e. ginipovp90), instead, the absolute value of the elasticity decreases to 0.89%, while at low levels of initial poverty and inequality (i.e. ginipovp10) it increases to 2.5%. The same conclusion can be reached when employing the $2 a day poverty line. In this case, the absolute value of the poverty elasticity to growth corrected for initial poverty and inequality ranges between 0.7% (at ginipovp90) and 1.9% (at ginipovp10). Our findings are very much in line with the ones of the existing literature, which are collected in Table 1. In particular, it seems to be a quite well established result that the more favourable the initial conditions in terms of poverty and inequality the greater the effect of economic growth on poverty reduction (see, for example, Ravallion, 1997; De Janvry and Sadoulet, 2000; Epaulard, 2003; and Fosu, 2010). Moreover, our results are very similar to the ones obtained by Kalwij and Verschoor (2007), when estimating the Standard Model Improved II using GMM at the $2 a day poverty line. At mean values of initial level of inequality and development (defined as the ratio of mean income to the poverty line), their corrected poverty elasticity to growth ranges between 1.3% and 1.5% in absolute value and ours is slightly more than 1%.
Concluding with the analysis of the poverty elasticity to inequality, the calculations included in Table 3 unveil an inverse relationship between the poverty elasticity to inequality and the initial conditions on poverty and inequality. To clarify, this means that a worsening in the initial conditions makes the poverty rate to increase faster, for a given acceleration in inequality, in relatively richer and more equal countries.

If we take for instance the $2 a day poverty line, the poverty elasticity to inequality ranges between 0.39 % (at high level of initial poverty and inequality) and 2.6% (at low level of initial poverty and inequality). This result must be interpreted in the light of the fact that the poverty elasticity to inequality crucially depends on the initial distribution of income. With the words of Ravallion (2012), high initial inequality matters to poverty reduction only in so far it entails a high initial incidence of poverty relative to the mean. Moreover, it is reassuring that our findings mimic the ones of the established literature. Lopez and Serven (2006) obtained the same inverse relationship between poverty elasticity to inequality and initial conditions, while demonstrating that the distribution of per capita income is well approximated by a lognormal density. Finally, Kalwij and Versch

Hasil (Bahasa Indonesia) 2:

Untuk apa yang menyangkut Model Standar, kolom pertama dari Tabel 2 menunjukkan bahwa elastisitas kemiskinan terhadap pertumbuhan sekitar -1,7% untuk kedua saluran kemiskinan. Membandingkan hasil kami dengan orang-orang dari literatur didirikan, nilai elastisitas kemiskinan terhadap pertumbuhan ini sejalan dengan yang diperoleh dengan menggunakan GMM saat ini tidak mengejutkan rendah, nilai absolut, daripada yang ditemukan dalam penelitian yang menggunakan OLS. Misalnya, Kalwij dan Verschoor (2007), yang menggunakan GMM dan mempekerjakan garis kemiskinan $ 2 per hari, mendapat elastisitas kemiskinan terhadap pertumbuhan itu, meskipun variasi di seluruh wilayah dunia, itu adalah sekitar 1,5% rata-rata (7). Bourguignon (2003) dan Bruno, Ravallion dan Squire (1998), menggunakan OLS, memperoleh, sebaliknya, elastisitas tinggi nilai absolut, sama masing-masing untuk -2,01% dan -2,28%. Lebih rendah estimasi GMM termotivasi oleh fakta bahwa estimator GMM memiliki bias lebih rendah dari OLS (Soto, 2010). Akhirnya, perlu memperhatikan bahwa temuan kami dari elastisitas kemiskinan yang lebih rendah untuk pertumbuhan -in nilai-mutlak pada $ 2 garis kemiskinan hari sehubungan dengan satu di $ 1,25 per hari ini sejalan dengan perkiraan terbaru yang menemukan elastisitas yang lebih rendah di lebih tinggi garis kemiskinan (Lenagala dan Ram, 2010). Beralih sekarang untuk elastisitas kemiskinan ketimpangan, Tabel 2 menunjukkan bahwa, di semua model estimasi, dan untuk kedua saluran kemiskinan, peningkatan ketimpangan dikaitkan dengan tingkat kemiskinan yang lebih tinggi. Melewati sekarang untuk pembahasan pengaruh kondisi awal, seperti yang dicakup oleh Standard Model Peningkatan I dan II (yaitu Persamaan 2 dan 3, masing-masing), harus diingat bahwa, seperti yang dijelaskan dalam Bagian 2, elastisitas kemiskinan terhadap pertumbuhan dan elastisitas kemiskinan ketidaksetaraan diperoleh pada tingkat yang berarti dari tingkat awal kemiskinan dan ketidaksetaraan. Tabel 3 melaporkan elastisitas kemiskinan terhadap pertumbuhan dan ketimpangan, berdasarkan Persamaan (2) memperkirakan koefisien (8).

Tabel 3 menunjukkan bahwa tingkat awal kemiskinan dan ketimpangan secara dramatis dapat mengubah efektivitas pertumbuhan dalam mengurangi kemiskinan. Secara khusus, kemiskinan terbukti lebih reaktif terhadap pertumbuhan ekonomi di bawah kondisi awal yang menguntungkan. Sebagai soal fakta, ketika kemiskinan diukur pada $ 1,25 per hari, nilai absolut dari elastisitas kemiskinan terhadap pertumbuhan adalah 1,2% jika kemiskinan awal dan ketidaksetaraan mengambil nilai rata-rata mereka (yaitu ginipovp50). Pada tingkat kemiskinan yang tinggi awal dan ketidaksetaraan (yaitu ginipovp90), sebaliknya, nilai absolut elastisitas menurun hingga 0,89%, sedangkan pada tingkat rendah dari kemiskinan dan ketidaksetaraan awal (yaitu ginipovp10) meningkat menjadi 2,5%. Kesimpulan yang sama dapat dicapai ketika menggunakan garis kemiskinan $ 2 per hari. Dalam hal ini, nilai absolut dari elastisitas kemiskinan terhadap pertumbuhan dikoreksi untuk kemiskinan awal dan ketidaksetaraan berkisar antara 0,7% (di ginipovp90) dan 1,9% (di ginipovp10). Temuan kami sangat sejalan dengan yang dari literatur yang ada, yang dikumpulkan dalam Tabel 1. Secara khusus, tampaknya menjadi hasil yang cukup mapan bahwa lebih menguntungkan kondisi awal dalam hal kemiskinan dan ketimpangan semakin besar pengaruh pertumbuhan ekonomi terhadap pengurangan kemiskinan (lihat, misalnya, Ravallion, 1997; De Janvry dan Sadoulet, 2000; Epaulard, 2003; dan Fosu, 2010). Selain itu, hasil kami sangat mirip dengan yang diperoleh Kalwij dan Verschoor (2007), ketika memperkirakan Standard Model Peningkatan II menggunakan GMM di $ 2 garis kemiskinan hari. Pada nilai rata-rata dari tingkat awal ketidaksetaraan dan pengembangan (didefinisikan sebagai rasio pendapatan rata-rata untuk garis kemiskinan), elastisitas kemiskinan mereka dikoreksi untuk pertumbuhan berkisar antara 1,3% dan 1,5% dalam nilai mutlak dan kita sedikit lebih dari 1%.

Penutup dengan analisis elastisitas kemiskinan ketimpangan, perhitungan termasuk dalam Tabel 3 mengungkap hubungan terbalik antara elastisitas kemiskinan terhadap ketidakadilan dan kondisi awal pada kemiskinan dan ketidaksetaraan. Untuk memperjelas, ini berarti bahwa memburuknya dalam kondisi awal membuat angka kemiskinan meningkat lebih cepat, untuk percepatan diberikan dalam ketidaksetaraan, di negara-negara yang relatif lebih kaya dan lebih sama.

Jika kita mengambil contoh garis kemiskinan $ 2 per hari, elastisitas kemiskinan ketimpangan berkisar antara 0,39% (pada tingkat kemiskinan yang tinggi awal dan ketidaksetaraan) dan 2,6% (pada tingkat kemiskinan yang rendah awal dan ketimpangan). Hasil ini harus ditafsirkan dalam terang fakta bahwa elastisitas kemiskinan ketimpangan krusial tergantung pada distribusi awal pendapatan. Dengan kata-kata Ravallion (2012), hal ketidaksetaraan awal yang tinggi untuk pengurangan kemiskinan hanya sejauh itu memerlukan insiden awal yang tinggi dari kemiskinan relatif terhadap mean. Selain itu, ia meyakinkan bahwa temuan kami meniru orang-orang dari literatur didirikan. Lopez dan Serven (2006) diperoleh hubungan terbalik sama antara elastisitas kemiskinan ketimpangan dan kondisi awal, sementara menunjukkan bahwa distribusi pendapatan per kapita baik didekati dengan kepadatan lognormal. Akhirnya, Kalwij dan Versch