Dokumentation: Husprisanalysens andet trin: Efterspørgsel efter fravær af støj

Save this PDF as:
 WORD  PNG  TXT  JPG

Størrelse: px
Starte visningen fra side:

Download "Dokumentation: Husprisanalysens andet trin: Efterspørgsel efter fravær af støj"

Transkript

1 Kop: d Kathrne Lausted Vee Dok. nr. Dokumentaton: Husprsanalysens andet trn: Efterspørgsel efter fravær af støj Notatet beskrver fremgangsmåden ved estmatonen af andet trn af husprsanalysen. De metodske udfordrnger, der er analysen, beskrves først. Derefter beskrves datasættet kort, og endelg kommenteres resultaterne fra estmatonerne og de beregnede betalngsvljer. 1. Indlednng I andet trn af husprsanalysen er det målet at estmere husstandenes efterspørgsel efter fraværet af støj. Ud fra denne kan husstandens betalngsvlje for en kke-margnal redukton af støjnveauet beregnes. Der fokuseres her alene på efterspørgslen efter fraværet af støj. 1 I analysen af efterspørgslen anvendes margnalprserne estmeret første trn af analysen sammen med oplysnnger om husstandens sammensætnng på f.eks. alder, antal børn og ndkomst, samt den mængde af støj husstanden har accepteret ved købet af sn bolg. Normalt estmeres efterspørgslen efter et gode og kke et onde, og derfor fokuseres denne del af analysen på godet fravær af støj, som det forventes, at folk har en postv betalngsvlje for. Notatet er struktureret, som følger: Først beskrves de metodske udfordrnger ved estmaton af efterspørgslen efter fraværet af støj, og derefter beskrves datasættet. Endelg præsenteres resultaterne og de beregnede betalngsvljer kommenteres. 2. Metode Ved estmatonen af efterspørgslen efter fraværet af støj burde der strengt taget estmeres et samlet efterspørgselssystem, hvor samtlge egenskaber ved bolgen ndgk, så krydsprselastcteter mv. kunne estmeres. Imdlertd er der de fleste mljøøkonomske hedonske analyser, hvor også andet trn udføres, alene fokuseret på efterspørgslen efter 1 Efterspørgslen efter fraværet af togstøj og flystøj er kke estmeret. For flystøjens vedkommende vurderedes grundlaget fra første trn af analysen kke at være stærkt nok, mens det for togstøjens vedkommende har vst sg vanskellgt at estmere en menngsfyldt efterspørgselsrelaton. Særlgt er der for få observatoner med togstøj tl konsstent at estmere en efterspørgselsfunkton med den anvendte metode. n:\rapport\m11\støj\notat\hedonsk analyse\dokumentaton tl hjemmesde\dokumentaton_andet trn_rev.doc

2 den egenskab, som søges værdsat. Det er også tlfældet her, hvor der alene estmeres en efterspørgselsfunkton efter fraværet af støj. I andet trn af analysen regresseres mængden af fravær af støj, x, på margnalprserne på fraværet af støj fra første trn af analysen, p x, husstandens ndkomst, m, og en række soco-økonomske varable med betydnng for efterspørgslen efter fravær af støj, S. Vores analyse komplceres af, at v har forskellge klder tl støj. Det betyder, at efterspørgslen efter fraværet af støj formentlg også afhænger af forekomsten af andre støjklder. I analysen nkluderes derfor prsen for både støj og togstøj ud fra tanken om, at der er komplementartet fraværet af de to støjtyper. Den estmerede lgnng for fraværet af støj er gengvet nedenfor: x = ln( ~ + α S + u *, β + β m m) + β p, + βtog ptog, Fravær af støj måles under hensyntagen tl, at der aldrg blver helt stlle nde byerne. Dvs. baggrundsstøjnveauet er det laveste nveau af støj, der observeres, og er sat tl analysen. Af hensyn tl den anvendte metode er baggrundsstøjnveauet sat tl 55 db alle områder analysen. Når støjen overstger 55 db, måles den således negatve afvgelser fra baggrundsstøjnveauet. Hvs der på adressen er 65 db støj ndgår dette analysen som afvgelsen over 55 db: -1 db fravær af støj. Konkret estmeres derfor en model for efterspørgslen efter fravær af støj, som tager højde for, at mængden af støj er trunkeret. 2 (1) Der er forskellge metoder, der kan anvendes tl en analyse af trunkerede data. Tobtestmatoren er den mest almndelgt kendte metode og bygger på en antagelse om normalfordelte resdualer. Imdlertd er Tobt-estmatoren følsom overfor afvgelser fra normalfordelngen som f.eks. heteroskedastctet. V anvender derfor en censureret kvantlregresson (Censored Least Absolute Devatons) stedet, jf. Powell (1984). Denne estmator er baseret på antagelsen om, at den betngede medan for resdualerne er. Da Stata s procedure tl estmatoner af kvantlregresson kke er robust overfor heterskedastctet benyttes stedet standardafvgelser estmeret vha. bootstrap. 3 2 I første trn af analysen fandt v sgnfkante effekter af støj fra et 5 db nveau to markeder, mens v de øvrge markeder fandt et baggrundsstøjnveau på 55 db. Da data er poolet andet trn af analysen har v valgt at trunkere ved det højere nveau frem for at arbejde med to forskellge nveauer. Det har kun betydnng for effcensen, men vl kke medføre bas. 3 Metoden nkl. bootstrap tl standardafvgelserne er mplementeret Stata programmet clad.ado

3 Den censurerede kvantlregresson er robust overfor fordelngsantagelsen og er derfor stand tl at håndtere f.eks. heteroskedastctet. Dertl kommer, at brugen af kvantlregresson kan være med tl at belyse noget af den underlggende heterogentet betalngsvljen for forskellge husholdnnger afhænggt af, hvor støjudsat de bor. Kvantlregresson går ud på at mnmere summen af de absolutte resdualer modsætnng tl f.eks. OLS, som mnmerer summen af de kvadrerede resdualer. Metoden kvantlregresson er nærmere beskrevet Koenker (25), mens en ntrodukton tl den censurerede kvantlregresson kan fndes Chay og Powell (21). Klder tl endogentet Der er tre klder tl endogentet efterspørgselsanalyser baseret på bolgprser. I det følgende blver de tre klder gennemgået og derefter beskrves, hvordan de er forsøgt løst ltteraturen og dette stude. De tre klder tl endogentet er: Selvsorterng: folk vælger bolg efter deres præferencer, og det er derfor kke tlfældgt, hvor støjudsat en bolg, man bor. Målefejlsproblem: Der er kke et kontnum af bolger at vælge mellem, så derfor kan husstanden kke vælge sn optmale bolg. 4 Endogentet skabt af den kke-lneære budgetrestrkton: Dette er en teknsk årsag tl endogentet, som blver nærmere forklaret nedenfor. Problemet med selvsorterng skyldes, at det kke er et tlfældgt udsnt af befolknngen, der bor støjudsat. Nogle folk er mere følsomme overfor støj end andre. Det betyder, at fraværet af trafkstøj formentlg vl e tungere hos nogle husstande, end det gør hos andre. Det kan f. eks. betyde, at en støjfølsom husstand foretrækker et stlle, men mndre hus frem for et stort, men støjpåvrket hus. Det kan af samme grund tænkes, at husstanden har en højere betalngsvlje for at undgå støj. Da den estmerede prs på støj afhænger af bolgens samlede prs og mængden af støj, er der et endogentetsproblem, når efterspørgslen skal estmeres. Husstandene sorterer sg selv, så de mest støjfølsomme husstande bor der, hvor der er mndst støj. Hvs husstande med stor støjfølsomhed har en større betalngsvlje og bor mndre støjudsat, vl estmatonen af efterspørgslen 4 Problemet opstår, ford den kke-lneære husprsfunkton betyder, at den købte mængde af et gode er korreleret med margnalprsen på det pågældende gode, da denne afhænger af bolgens samlede prs. Det betyder prakss, at husstanden ved at vælge sammensætnngen af sn bolg også påvrker margnalprsen på det enkelte gode og margnalprsen er derfor kke eksogen forhold tl mængden af godet. Resdualet efterspørgselsfunktonen kan fortolkes som ndeholdende målefejl, hvs kke husstanden kan købe st optmale valg af godet, ford det kke fndes på markedet. Denne målefejl vl så være korreleret med margnalprsen. Det er den fortolknng, der ofte anvendes ltteraturen

4 efter fraværet af støj føre tl en underestmaton af efterspørgslens prsfølsomhed, hvs kke der tages højde for selvsorterng. Det kan resultere en overestmerng af betalngsvljen for støj ved høje støjnveauer og en underestmerng af betalngsvljen for støj for de lave støjnveauer. Problemet med selvsorterng er også beskrevet rapporten Økonom & Mljø 211, boks I.3, forbndelse med helbredseffektanalysen. I den mljøøkonomske ltteratur er det mdlertd en anden klde tl endogentet, som får mest opmærksomhed. Her betragtes endogenteten som opstået som følge af en målefejl. Målefejlen skyldes, at husstanden kke kan købe st optmale hus, da udbuddet af huse er begrænset, jf. Cheshre og Sheppard (1998) og Day mfl. (27). En bolg købes som et samlet gode, hvor husstanden selv vælger den konkrete sammensætnng af godet ud fra, hvad der fndes på markedet. En husstand kan derfor være begrænset af, hvad der fndes, og kan kke nødvendgvs købe den helt deelle bolg. Det kan betyde, at husstandens efterspørgsel blver målt med fejl. For eksempel kan en husstand have købt en bolg med mere trafkstøj end det optmale for husstanden, ford bolgen så lever op tl andre ønsker. De ekstra db trafkstøj er en målefejl på husstandens efterspørgsel, og er korreleret med sammensætnngen på bolgen øvrgt. Margnalprsen på hver enkelt egenskab ved bolgen afgøres af hele godets sammensætnng, og margnalprsen på fravær af støj kan derfor være korreleret med målefejlen, hvlket resulterer endogentet. Dette målefejlsproblem kan prncppet løses ved at fnde nstrumenter, som er varable, der er korreleret med margnalprsen på en egenskab, men kke korreleret med efterspørgslen på den enkelte egenskab. Desværre er det meget vanskelgt at fnde gode nstrumenter. Den sdste klde tl endogentet skyldes, at det kke kun er margnalprserne, der er endogene efterspørgselsrelatonen. Den kke-lneære husprsfunkton har den konsekvens, at husholdnngens budgetrestrkton også blver kke-lneær. Budgetrestrktonen består af ndkomsten M, husprsfunktonen P(Z,X,γ), hvor γ er de estmerede koeffcenter første trn, og forbrug af andre goder, C, tl prsen P c : M P( Z, X, γ ) + P C = (2) c Når budgetrestrktonen er kke-lneær, holder standard velfærdsteor kke længere. For at komme omkrng dette problem, lnearseres budgetrestrktonen omkrng det købte bundt ved hjælp af en førsteordens Taylor-approksmaton, jf. Palmqust (25). Konkret betyder det, at ndkomsten korrgeres ved brug af den predkterede husprs for at - 4 -

5 tage højde for kke-lnearteten husprsfunktonen. 5 Dermed blver også ndkomsten endogen lgnng 1 ovenfor. Valg og test af nstrumenter Et godt nstrument skal opfylde tre krav: (1) Det skal være korreleret med den varabel, der skal nstrumenteres. (2) Det skal være ukorreleret med resdualerne efterspørgselsrelatonen. (3) Endelg må nstrumentet kke ndeholde nogen selvstændg nformaton om efterspørgslen efter fraværet af støj, som kke er ndeholdt den varabel, der skal nstrumenteres. I den mljøøkonomske ltteratur anvendes en del forskellge typer af nstrumenter. 6 Der er særlgt fokus på om nstrumenterne er svage, dvs. om de er for svagt korrelerede med margnalprserne og ndkomsten tl at de kan bruges tl at dentfcere eksogene ændrnger margnalprserne. Imdlertd er der kke den mljøøkonomske ltteratur om hedonsk værdsætnng tradton for at teste, om nstrumenterne er eksogene efterspørgselsrelatonen, dvs. om de har selvstændg forklarngskraft efterspørgselsrelatonen og er ukorrelerede med resdualerne. V har afprøvet forskellge nstrumenter beskrevet blaget, men de blev alle forkastet som værende endogene en Sargan test af nstrumenternes valdtet. Estmatonsresultaterne med forskellge nstrumenternger er vst blag I, dog med anvendelse af en Tobt-model frem for kvantlregressonen. 7 Det betyder, at de resultater, der præsenteres afsnt 4 er behæftet med bas. Hvs det antages, at denne bas prmært opstår som følge af selvsorterng (og at de to andre problemer derfor er af mndre omfang), og der derudover gøres antagelser omkrng korrelatonerne modellen, kan v bestemme retnngen på den bas, der er: Husstande med en stærk præference for fravær af støj køber mere fravær af støj. 5 En førsteordens approksmaton gver: * * * * * M P C P( Z, X, ) P ( C C ) p ( Z Z ) p ( X X c γ c z x * ) = Derudfra kan den korrgerede ndkomst, M ~, beregnes for at få en lneær budgetrestrkton: * * * * ~ M P ( Z, X, γ ) + p z Z + p x X = M = Pc C + p z Z + p x X 6 De anvendte nstrumenter hedonske analyser ndenfor mljøøkonomen spænder fra mere obskure varable som antallet af årlge teaterforestllnger nærheden af en bolg (brugt tl efterspørgsel efter nærhed tl grønne områder), tl markedsdummes og soco-økonomske varable (efterspørgsel efter ren luft). 7 Der estmeres en two-step IV-tobt som mplementeret Stata v.11 (kommando: IVTOBIT) efter Newey (1987)

6 Husstande med en stærk præference for fravær af støj har en højere betalngsvlje for fravær af støj end andre husstande. Efterspørgslen efter fravær af støj afhænger negatvt af prsen på fravær af støj. Under dsse antagelser vl koeffcenten på margnalprsen være based postv retnng, dvs. den er mndre absolutte termer, end den sande koeffcent på margnalprsen, og dermed er husstandens efterspørgsel efter fraværet af støj mere følsom overfor prsen, end den estmeres tl at være. 3. Data tl andet trn af analysen. I datasættet tl analysens første trn var der knap 11. observatoner. Dsse kobles va adresserne på husstande. I størst mulgt omfang er de koblet tl de personer, som havde regstreret bopæl på adressen 1. januar året efter salget fandt sted. Dette gøres for at koble køberen af huset på de relevante oplysnnger om margnalprs. I de tlfælde, hvor bolgen er solgt sent på året, kan der stadg være tale om at det er sælger, som bor på adressen. I alt er ca. 9 pct. af de koblede bolger koblet med det efterfølgende år. De resterende bolger kan kke kobles med det efterfølgende år af forskellge grunde: For nogle bolger var der kke regstreret nogen personer på adressen den 1. januar efter salget. For dsse bolger kobles på personer på adressen 1. januar samme år som salget, eller året fornden. Der udover er der nogle adresser, hvor der kke fndes beboere nogle af årene. Det kan f.eks. skyldes, at der er tale om et nybygger eller at bolgens prmære anvendelse kke er beboelse (f.eks. butk lejlghed). Heraf er langt størstedelen lejlgheder belggende København, Frederksberg eller Høje Taastrup. Det har kke været mulgt at fnde en nærmere forklarng på msmatchet. Husstandsndkomsten V er nteresseret ndkomstoplysnnger for de personer husstanden, som har købt bolgen eller sagt på en anden måde: de permanente medlemmer af husstanden. I de fleste tlfælde er dette relatvt enkelt, det godt 8 pct. af personerne datasættet er bosddende enten alene eller som et par. For de sdste 2 pct. af personerne, er der tale om forskellge boformer som hovedsagelgt kan deles to typer: V skelner mellem 2 typer af husstande: bofællesskaber og kernefamler. I bofællesskaberne antages det, at alle bdrager lgelgt tl at betale husleje, mens det antages, at parret kernefamlen er ansvarlg for huslejeudgften. Det vl sge, at husstandsndkomsten for bofællesskaberne er summen af beboernes ndkomster, mens den for kernefamlerne er parrets ndkomst, se tabel om husstandstyper blag

7 Det endelge datasæt Udover ndkomst genereres der på husstandsnveau forskellge varable for at beskrve husstandens socoøkonomske forhold. Konkret nkluderes følgende varable tl beskrvelse af husstanden analysen: Husstandens størrelse, gennemsntlg alder på husstandens voksne medlemmer, tlstedeværelsen af børn over og under 1 år, kønsfordelng, andel ndvandrere husstanden. Fra analysens første trn har v oplysnnger om støj fra e og tog, og margnalprser på støj og togstøj. Margnalprserne for støj, p, beregnes som vst nedenfor, hvor D er en dummy for om bolgen er et hus eller en lejlghed, mens β er de estmerede koeffcenter husprsfunktonen, og P j er den predkterede prs på den samlede bolg: 8 dp Vejstøj: p, = = ( β 1 + 2β 2 x, + D hus, ( β 3 + 2β 4 x, ) P dx, For togstøj, som ndgår lneært husprsfunktonen, beregnes prsen som: dp ( 5 hus, ) P Togstøj: = = β + D ( ) ptog, β 6 dxtog, Prserne på støj beregnet ud fra første trn er negatve for de fleste bolger påvrket af støj over baggrundsstøjnveauet, da de afspejler værdtabet på bolgen. Imdlertd kan man sge, at prsen på støj med omvendt fortegn afspejler prsen for fraværet af støj. Fortegnet ændres derfor overensstemmelse med, at varablen af nteresse er godet fravær af støj, som har en postv prs. De prser fra første trn, som har forkert fortegn efter korrektonen (dvs. er negatve), betragtes som fejl og sættes tl nul, som Day mfl. (27). 9 Der sorteres husstande fra, hvor ndkomsten købsåret er negatv. Det endelge datasæt består af godt 86. husstande. Annuserng af prser De estmerede margnalprser samt korrektonen tl ndkomsten fra lnearserngen af budgetrestrktonen omregnes tl årlge prser for at gøre dem sammenlgnelge med de årlge husstandsndkomster, som de kombneres med analysen. I sagens natur er dskonterngsfaktoren her af stor betydnng for resultatet. V arbejder med en dskonterngsrate på 3 pct., men har lavet følsomhedsanalyser på dette valg ft. et valg svarende 8 Den predkterede prs er beregnet med brug af Duan smearng, jf. s Cameron og Trved (29). Det betyder, at der korrgeres for, at husprsfunktonen er logartmsk beregnngen af den predkterede værd. 9 I første trn estmeredes for nogle bolger ved lave støjnveauer en postv prs på støj

8 tl fnansmnsterets seneste brugte dskonterngsrate på 5 pct., jf. Transportmnsteret (21). Et andet valg af dskonterngsrente sætter sg drekte størrelsen på margnalprsen og vl dermed modsvares drekte størrelsen på koeffcenten på prsen estmatonen. 4. Resultater fra estmatonerne Nedenfor gennemgås resultaterne fra estmatonerne. Det har vst sg, at der er væsentlg forskel på flere parametre mellem husstande som er bosat lejlgheder og husstande, som er bosat enfamle- eller rækkehuse. På den baggrund har v estmeret separate efterspørgselsfunktoner. Dsse forskelle kan skyldes både forskellge præferencer, men også forskellg betalngsevne, f.eks. består de fleste husstande huse af 2 voksne, mens lejlgheder oftere bebos af 1 voksen og har tlsvarende lavere husstandsndkomst. Der er estmeret efterspørgselsfunktoner for medanen (5. percentl), samt for 4. percentl og den 6. percentl. Det vl sge, at der estmeres efterspørgselskurver for husstanden med medan-støjpåvrknng. Derudover er der ftted en efterspørgselskurve for den 4. percentl og den 6. percentl, det vl sge for husstande, der har købt mndre fravær af støj henholdsvs købt mere fravær af støj. Resultaterne for de to alternatve percentler er dskutteret efter gennemgangen af resultaterne for medanen. Efterspørgslen efter fraværet af støj afhænger negatvt af margnalprsen på støj og postvt af ndkomsten, jf. tabel 1 for huse og tabel 2 for lejlgheder, hvlket er det, v vlle forvente. V havde forventet en negatv sammenhæng med margnalprsen på togstøj ud fra déen om, at efterspørgslen efter fravær af støj også afhænger af fravær af togstøj, men har fundet en svag postv sammenhæng. Det kan dog skyldes måden varablen er konstrueret på, det alle husstande står overfor en postv prs på fraværet af togstøj, mens kun 2 pct. af husstandene bor et sted, hvor de er udsat for togstøj. Koeffcenterne på prserne er mndre for huse end for lejlgheder, hvlket ndkerer en mndre elastsk efterspørgselskurve for huse: Prsen på fravær af støj skal ændre sg meget for at efterspørgslen ændrer sg markant. Den postve koeffcent på ndkomst kan kke drekte tolkes som en ndkomstelastctet. Den gver dog en ndkaton af, at efterspørgslen efter fravær af støj vokser med ndkomsten. 1 1 Dette skyldes, at v estmerer en pseudo-efterspørgselsfunkton pga. den kke-lneære budgetrestrkton, som fortolkes ldt anderledes end en standard efterspørgselsfunkton

9 Tabel 1: Estmeret efterspørgselsfunkton for husstande bosat hus. Hus 5. percentl 4. percentl 6. percentl Koeff. Std.afv. Koeff. Std.afv. Koeff. Std.afv. P (støj) P (togstøj) Indkomst (ln) Gns.alder Kønsfordelng Dummy for børn under 1 år Dummy for børn over 1 år Andel af husstanden med kke-dansk herkomst Antal voksne husstanden Konstant Tabel 2: Estmeret efterspørgselsfunkton for husstande bosat lejlghed. Lejlghed 5. percentl 4. percentl 6. percentl Koeff. Std.afv. Koeff. Std.afv. Koeff. Std.afv. P (støj) P (togstøj) Indkomst (ln) Gns.alder Kønsfordelng Dummy for børn under 1 år Dummy for børn over 1 år Andel af husstanden med kke-dansk herkomst Antal voksne husstanden Konstant I øvrgt ses det, at tlstedeværelsen af børn har en postv effekt på efterspørgslen efter fravær af støj for beboere lejlgheder, men en negatv effekt for famler med store børn huse. En husstand, som overende består af mænd har en lavere efterspørgsel efter fravær af støj end en husstand prmært bestående af kvnder. Andelen af ndvandrere husstanden har en negatv, men nsgnfkant effekt på efterspørgslen efter støj. Der kan mulgvs være tale om multkollneartet med husstandsstørrelsen, det store husstande oftere består af medlemmer af kke-dansk herkomst

10 Ser man på tværs af tabel 1 ovenfor, kan resultaterne for medanen sammenlgnes med 4. percentl og 6. percentl for huse. Her ses det, at husstande, som har valgt bolger med et større fravær af støj (6. percentl) har en mndre koeffcent på margnalprsen absolutte termer end husstanden på medanen. En stgnng margnalprsen på fravær af støj fører således tl en mndre redukton efterspørgslen efter fravær af støj hos de husstande. Det svarer tl, at de husstande, der bor mndre støjudsat, har en efterspørgsel efter fravær på støj, som er mndre følsomme overfor ændrnger prsen. Det kan ses nedenfor afsnt 5 at dsse husstande har en højere betalngsvlje for at undgå støj end husstande som bor mere støjudsat. Det modsatte gør sg gældende for husstande, der bor mere støjudsat (4. percentl). Der er således tegn på, at husstandene sorterer sg selv efter deres præferencer for fraværet af støj, så de husstande, der er mere støjfølsomme, bor mndre støjudsat. De øvrge parametre (bortset fra prsen på togstøj) er kke sgnfkant forskellge for husstande bosat huse. For husstande bosat lejlgheder gælder det også, at husstande, der bor mndre støjudsat har en mndre prsfølsomhed overfor prsen på fravær af støj. Derudover er der også sgnfkante forskelle på ndkomsten mellem de forskellge percentler. Her er koeffcenten større for husstande som bor mndre støjudsat (6. percentl) og mndre for husstande, som bor mere støjudsat, alt andet lge. En højere ndkomst er dermed assoceret med en større stgnng efterspørgslen efter fravær af støj for husstande bosat med relatvt ldt støj, end den er for husstande, som bor mere støjudsat, alt andet lge. Fra estmaton af efterspørgslen tl betalngsvlje for fravær af støj Den estmerede funkton for støj nverteres for at få prsen på støj som en funkton af mængden, og det er denne kurve, der danner udgangspunkt for beregnngerne af enhedsprser ved forskellge db-nveauer: X Kˆ 1 = ˆ βp + Kˆ P = X ˆ β + (6) ˆ β Her er K beregnet ud fra de øvrge varable regressonen (ndkomst m.v.), hvor de estmerede koeffcenter er ganget på de karakterstka, der gælder for medanhusstanden hhv. et hus og en lejlghed. Den parameter, der har den største betydnng for betalngsvljen for støj er koeffcenten på margnalprsen. De omregnede koeffcenter ses tabel 3. Det ses, at konstanten er postv for huse, men negatv for lejlgheder, hvlket ndkerer, at der faktsk er en postv betalngsvlje for reduktoner af støjen under baggrundsstøjnveauet for huse. Tl gengæld er betalngsvljen for at reducere støjen ndlednngsvst negatv for lejlgheder, som kun har - 1 -

11 en postv betalngsvlje over 57 db for medanregressonen. For husenes vedkommende kan dette hænge sammen med, at en del af husene vores datasæt lgger de områder, hvor v første trn af husprsanalysen fandt et lavere baggrundsstøjnveau (5 db), så støj på lavere nveauer blver opfattet af personerne husstandene. Tabel 3: Koeffcenter tl beregnng af betalngsvljen for fravær af støj Konstant Kˆ kr. βˆ Koeffcent 1 kr. βˆ Hus Lejlghed 5. perc. 4. perc. 6. perc. 5. perc. 4. perc. 6. perc pr. db Anm.: Angvet 21-prser. Dertl kommer, at der er forskel på, hvem det er, der bor huse og lejlgheder. Betalngsvljen for fravær af støj er på medanen over dobbelt så høj for husstande, der bor hus forhold tl betalngsvljen for husstande, der bor lejlghed. Medanhusstanden er angvet tabel 4. Tabellen vser, hvlken husstand, der er taget udgangspunkt ved beregnngen af betalngsvljen for medanhusstande bosat hhv. lejlgheder og huse. Det ses, at husstandene huse typsk består af to voksne, der er ldt ældre gennemsnt end personer lejlgheder. Det er derfor kke overraskende, at medanhusstandsndkomsten for husstande bosat huse er større end for en husstand lejlghed. Derudover er der flere husstande huse, der har børn, hvlket dog kke kan læses tabellen. Tabel 4: Karakterstka for husstanden brugt tl beregnng af konstant Hus Lejlghed Prs (togstøj) (kr.) Indkomst (kr.) Gns.alder (år) Kønsfordelng Barn under 1 år Barn over 1 år Andel kke-danskere husstanden Husstandsstørrelse

12 På baggrund af parametrene angvet ovenfor tabel 3 kan den margnale betalngsvlje ved forskellge støjnveauer beregnes, jf. fgur 1 for huse og fgur 2 for lejlgheder. Vejstøj over baggrundsstøjnveauet er som ovenfor nævnt defneret som negatve afvgelser fra baggrundsstøjnveauet. Kurverne fgurerne nedenfor er plottet spejlvendt, da de plottes mod øget støj og kke mod øget fravær af støj. Antallet af bolger Danmark ved forskellge støjnveauer af hver type er lgeledes vst fgurerne. Fgur 1: Margnal betalngsvlje for fravær af støj, hus. Kr Antal huse (h.akse) 4. percentl 5. percentl 6. percentl db (Lden) >76 Klde: Egne beregnnger. Fgur 2: Margnal betalngsvlje for fravær af støj, lejlghed. Kr Antal lejlgheder (h.akse) 4. percentl 5. percentl 6. percentl db (Lden) >76 Klde: Egne beregnnger. På baggrund af dsse beregnede margnale betalngsvljer kan den akkumulerede betalngsvlje for større reduktoner støjnveauet beregnes som summen af betalngsvljen

13 for de margnale ændrnger den ndebærer: Dvs. arealet under kurven for den margnale betalngsvlje. Dsse akkumulerede betalngsvljer er vst for de forskellge percentler fgur 3 og 4 nedenfor. Fgur 3:Akkumuleret årlg betalngsvlje for en redukton støjen, hus. Kr Antal huse (h.akse) 4. percentl 5. percentl 6. percentl db (Lden) >76 Klde: Egne beregnnger. Fgur 4: Akkumuleret årlg betalngsvlje for en redukton støjen, lejlghed. Kr Antal lejlgheder (h.akse) 4. percentl 5. percentl 6. percentl db (Lden) >76 Klde: Egne beregnnger. De samlede geneomkostnnger Ud fra de akkumulerede betalngsvljer og fordelngen af bolger ved forskellge dbnveauer kan den samlede omkostnng fra gener ved støj opgøres Danmark. Der er alt knap 4. bolg med over 55 db hovedstadsområdet og knap 5. bolger resten af Danmark. For at kunne beregne den samlede betalngsvlje for at reducere

14 støj tl 55 db for alle bolgerne, er det nødvendgt at kende fordelngen på lejlgheder og huse ved forskellge stønveuaer. Denne kendes for bolgerne datasættet, som dækker hovedstadsområdet og det antages, at fordelngen over db er den samme for resten af landet. Dog tages der højde for, at andelen af huse er højere udenfor hovedstaden. Dette bruges tl at beregne den akkumulerede betalngsvlje tl 1,5 ma. kr. årlgt for husstande bolger der er påvrket med over 55 db støj. 5. Konkluson V har gennemført andet trn af en husprsanalyse, hvor efterspørgslen efter fravær af støj estmeres. Analysen er udført ved at estmere en model ud fra censureret kvantlregresson. Denne metode er robust overfor heteroskedastctet og kan samtdg bruges tl at belyse eventuel heterogentet efterspørgselsrelatonen. Der er fundet tegn på, at der er forskel på betalngsvljen for husstande bosat ved forskellge nveauer af trafkstøj, hvlket er konsstent med, at husstandene sorterer sg selv efter deres præferencer for bl.a. fravær af støj. Ud fra analysen er der beregnet enhedsprser ved forskellge db-nveauer og betalngsvljer for kke margnale ændrnger af støjnveauet. Der er fundet væsentlg højere betalngsvljer for fravær af støj for husstande bosat huse end husstande bosat lejlgheder, hvlket formentlg skyldes både at huse er mere udsatte for støjgener pga. de tlhørende udearealer, men også at husstandene bosat de forskellge bolgtyper er forskellge på observerbare karakterstka og måske også på uobserverbare karakterstka såsom præferencen for fravær af støj. De samlede samfundsøkonomske omkostnnger ved gener fra trafkstøj beregnes tl at udgøre 1,5 ma. kr. om året. Der er kke taget højde for eventuelle gener for fodgængere og cyklster som færdes, hvor de er udsat for trafkstøj, hvorfor der er tale om et underkantsskøn for den samlede geneomkostnng. Ltteratur Cameron, A.C. og P.K. Trved (29): Mcroeconometrcs Usng Stata. STATA Press. Chay, K.Y. og J.L. Powell (21): Semparametrc Censored Regresson Models. The Journal of Economc Perspectves, 15 (4), s Cheshre, P. og S. Sheppard (1998): Estmatng the Demand for Housng, Land, and Neghbourhood Characterstcs. Oxford Bulletn of Economcs and Statstcs, 6 (3), s

15 Day, B., I. Bateman og I. Lake (27): Beyond Implct Prces: Recoverng Theoretcally Consstent and Transferable Values for Nose Avodance from a Hedonc Property Prce Model. Envronmental and Resource Economcs, 37, s Koenker, R. (25): Quantle Regresson. Econometrc Socety Monographs. Newey, W.K. (1987): Effcent estmaton of lmted dependent varable models wth endogenous explanatory varables. Journal of Econometrcs, 36 (3), s Palmqust, R.B. (25): Property Value Models. I: Mäler, K.-G. og J.R. Vncent (Handbook of Envronmental Economcs. Elsever, North-Holland. Powell, J.L. (1984): Least absolute devatons estmaton for the censored regresson model. Journal of Econometrcs, 25 (3), s Transportmnsteret (21): Værdsætnng af transportens eksterne omkostnnger. Transportmnsteret

16 BILAG Instrumenter, som er afprøvet og forkastet. En højere prs på støj kan ntutvt skyldes et større udbud af kke-støjbelastede bolger, så markedsprsen på støj bydes op for et gvent sæt af præferencer. De tre sæt nstrumenter, v har brugt, forsøger på forskellge måder at afspejle sådanne eksogene forskelle udbuddet af støjbelastede bolger: A. Geografske nstrumenter for margnalprserne: Her anvendes margnalprserne for nabohusstande som nstrumenter for den enkelte husstands margnalprs. Højere margnalprser på støj omegnen af en bolg kan afspejle, at udbuddet af støjbelastede bolger med samme belggenhed er relatvt lavt. V har kke haft mulghed for at tage højde for husstande, der lgner hnanden socoøkonomsk defntonen af nstrumenterne (hvlket er fremgangsmåden Day mfl. 27, der tdlgere har benyttet nstrumentet for støj), hvorfor alene geografsk nærhed afgør hvlke bolger, der blver nstrumenter for den enkelte bolg. 11 B. Dummes for marked (fra første trn): Hvs husstandene har bosat sg et gvent marked uafhænggt af deres præferencer for fravær af støj, kan markedsdummyerne afspejle eksogen varaton udbuddet af støjbelastede bolger markederne mellem. Dsse dummes nterageres med dummes for højeste uddannelsesnveau husstanden. C. Afstand tl større e og jernbaner: Afstanden tl større e og jernbaner afspejler også forekomsten af større e og jernbaner tæt på den enkelte bolg. Lgger store e og jernbaner tæt på bolgen kan man forvente et større udbud af støjbelastede bolger området. For ndkomsten anvendes det maksmale uddannelsesnveau husstanden som nstrument. I alle tre tlfælde ovenfor har v anvendt det højeste uddannelsesnveau husstanden som nstrument for den korrgerede ndkomst. Det kan fremføres, at uddannelsesnveauet har selvstændg betydnng for efterspørgslen efter fravær af støj og derfor kke er et egnet nstrument. V har dog kke på baggrund af de tlgængelge data kunnet komme på et bedre nstrument. Instrumenterne A & C medførte en større koeffcent på margnalprsen overensstemmelse med antagelsen om, at den estmerede efterspørgselskurve formentlg er for flad 11 Konkret har v sorteret bolgerne efter geografske koordnater ndenfor hvert marked. Herefter har v valgt observatonen 5. og 6. række over og under hver bolg som nstrumenter. De otte nærmeste naboer er udeladt, for at mndske sandsynlgheden for at prserne er endogene f.eks. pga. nformatonsspllovers mellem bolghandler

17 (koeffcenten på prsen for llle) som følge af selvsorterngsproblemet. Effekten på koeffcenten på ndkomsten opedes stort set af ændrnger konstantleddet, så det samlede nveau for efterspørgslen var uændret. Instrumenterngen er alene brugt tl estmaton af en Tobt-model, og kke mplementeret CLAD-modellen pga. software-begrænsnnger. Da nstrumenterne blev afvst ved tests valgte v kke at bruge td på at mplementere IV-proceduren kvantlregressonen. 12 Ved tests af nstrumenterne afvses alle vore forskellge nstrumenter varerende grad. Instrumenterng med markedsdummes forkastes med en meget høj teststatstk, mens teststatstken for de geografske nstrumenter og afstande tl e og jernbaner forkastes med en mndre teststatstk. Alle testene forkastes dog med en p-værd mndre end I ltteraturen om husprsanalyser ndenfor mljøøkonomen er nstrumenterng udbredt, men der forekommer normalt kke tests af nstrumenternes gyldghed de publcerede artkler. Det kan derfor kke konkluderes, at vore nstrumenter er dårlgere end det, som ellers anvendes. Nedenfor kommenteres på de enkelte nstrumenternger. Instrumenterng med geografske nstrumenter Instrumenterngen har forskellge effekter for lejlgheder og huse. For lejlgheder øges koeffcenten på prsen på støj absolutte termer, mens den reduceres for huse. Tl gengæld er effekten af ndkomst på efterspørgslen efter fravær af støj væsentlg større for husejere end den er for lejlghedsejere. Det modsvares dog nogen grad af en mndre ( absolutte termer) konstant for lejlgheder end for huse. Instrumenterng med afstand tl større e og jernbaner For både huse og lejlgheder gver nstrumenterngen en større koeffcent ( abs. termer) på margnalprsen, hvlket svarer tl en fladere efterspørgselskurve end den kkenstrumenterede model. Med denne specfkaton er koeffcenten på ndkomst stort set den samme for huse og lejlgheder. Denne specfkaton gver samlet set de laveste estmater af enhedsprsen på støj for forskellge støjnveauer og også den mndste forskel på betalngsvljen mellem huse og lejlgheder. 12 Strengt taget kunne afvsnngen af nstrumenternes valdtet skyldes at modellen er fejlspecfceret af andre årsager. Dvs. det kunne være heteroskedastcteten Tobt-modellen, som vrkelgheden forkastes. 13 V har testet med den ndbyggede Hansen s J-test, som tester om nstrumenterne er korrelerede med resdualerne fra IV-modellen

18 Instrumenterng med markedsdummes Instrumenterngen med markedsdummes gver nogle markant anderledes resultater end de øvrge nstrumenter. For både huse og lejlgheder reduceres koeffcenten på prsen på støj markant absolut størrelse. De meget små koeffcenter på margnalprsen på støj gver enhedsprser for støj, som lgger langt over, hvad v estmerer med brug af de andre nstrumenter, og hvad v på baggrund af første trn af analysen vlle forvente. Som omtalt ovenfor afvses denne nstrumenterng med den største teststatstk af de tre forskellge nstrumenternger en test af nstrumenternes samlede gyldghed. V har samlet set kke stor tltro tl at markedsdummes er påldelge nstrumenter. Tabel 5: Resultater for efterspørgsel efter fravær af støj (lejlgheder) Vejstøj Lejlgheder Tobt IVTobt 1 IVTobt 2 IVTobt 3 Koeff. Std.Afv. Koeff. Std.Afv. Koeff. Std.Afv. Koeff. Std.Afv. Prs støj Prs togstøj Indkomst (ln) Gns. alder Flest mænd Barn u. 1 år Barn o. 1 år Andel ndv Husstandsstr Konstant R 2, Instrumenter Ingen Geografske nstrumenter, udd.nveau Afstand tl større e og jernbaner, udd.nveau. Markedsdummes nterageret med udd.nveau Tabel 6: Resultater for efterspørgsel efter fravær af støj (huse) Vejstøj Huse Tobt IVTobt 1 IVTobt 2 IVTobt 3 Koeff. Std.Afv. Koeff. Std.Afv. Koeff. Std.Afv. Koeff. Std.Afv. Prs på støj Prs på togstøj Indkomst (ln) Gns. alder

19 Flest mænd Barn u. 1 år Barn o. 1 år Andel ndv Husstandsstr Konstant R 2,14 - Instrumenter Ingen Geografske nstrumenter, udd.nveau Afstand tl større e og jernbaner, udd.nveau. Markedsdummes nterageret med udd.nveau Retnngen på bas Hvs det antages, at denne bas opstår som følge af selvsorterng, og der derudover gøres antagelser omkrng korrelatonerne modellen, kan v bestemme retnngen på den bas, der er. En forenklet udgave af modellen, hvor der ses bort fra ndkomst og de øvrge regressorer udover prsen på fravær af støj, kan skrves som: X + u, = β + β P, Her er u resdualerne den estmerede model. Imdlertd ndgår husstandens præference for fraværet af støj, η, også den sande model: X, = + β P, β + βη η + ε Husstandens præference for fraværet af støj er udeladt af modellen, da den kke er observeret. Den optræder derfor resdualerne som η, dvs. modellens resdual u= β η η+ ε, hvor ε er uden nformaton forhold tl efterspørgslen efter fraværet af støj og ukorreleret med margnalprsen på støj. Hvs det antages at: Husstande med en stærk præference for fravær af støj køber mere fravær af støj, dvs. β η >. Husstande med en stærk præference for fravær af støj har en højere betalngsvlje for fravær af støj end andre husstande. Derfor er den lokale margnalprs på støj højere: P er postvt korreleret med η. Efterspørgslen efter fravær af støj afhænger negatvt af prsen på fravær af støj: β <. Koeffcenten på margnalprsen vl så være based postv retnng, dvs. den er mndre absolutte termer, end den sande koeffcent på margnalprsen, husstanden efterspørgsel efter fraværet af støj er mere følsomt overfor prsen, end den estmeres tl at være:

20 Bas kan beregnes som: ( P ' P ) P ' X = ( P ' P ) P ' P β + ( P ' P ) P ' ηβ + ( P ' P ) P ε ˆ 1 = β η ' ˆ β 1 = β ( ) + P ' P P ' ηβη. { neg. pos

Økonometri 1. Heteroskedasticitet 27. oktober Økonometri 1: F12 1

Økonometri 1. Heteroskedasticitet 27. oktober Økonometri 1: F12 1 Økonometr 1 Heteroskedastctet 27. oktober 2006 Økonometr 1: F12 1 Dagens program: Heteroskedastctet (Wooldrdge kap. 8.3-4) Sdste gang: I dag: Konsekvenser af heteroskedastctet for OLS Korrekton af varansen

Læs mere

Beregning af strukturel arbejdsstyrke

Beregning af strukturel arbejdsstyrke VERION: d. 2.1.215 ofe Andersen og Jesper Lnaa Beregnng af strukturel arbedsstyrke Der er betydelg forskel Fnansmnsterets (FM) og Det Økonomske Råds (DØR) vurderng af det aktuelle output gap. Den væsentlgste

Læs mere

Prøveeksamen Indtjening, konkurrencesituation og produktudvikling i danske virksomheder Kommenteret vejledende besvarelse

Prøveeksamen Indtjening, konkurrencesituation og produktudvikling i danske virksomheder Kommenteret vejledende besvarelse Økonometr Prøveeksamen Indtjenng, konkurrencestuaton og produktudvklng danske vrksomheder Kommenteret vejledende besvarelse Resultaterne denne besvarelse er fremkommet ved brug af eksamensnummer 7. Dne

Læs mere

Landbrugets efterspørgsel efter Kunstgødning. Angelo Andersen

Landbrugets efterspørgsel efter Kunstgødning. Angelo Andersen Landbrugets efterspørgsel efter Kunstgødnng Angelo Andersen.. Problemformulerng I forbndelse med ønsket om at reducere kvælstof udlednngen fra landbruget kan det være nyttgt at undersøge hvordan landbruget

Læs mere

Økonometri 1 Efterår 2006 Ugeseddel 13

Økonometri 1 Efterår 2006 Ugeseddel 13 Økonometr 1 Efterår 2006 Ugeseddel 13 Prram for øvelserne: Gruppearbejde plenumdskusson SAS øvelser Øvelsesopgave: Vækstregressoner (fortsat) Ugeseddel 13 fortsætter den emprske analyse af vækstregressonen

Læs mere

Kvantitative metoder 2 Forår 2007 Ugeseddel 10

Kvantitative metoder 2 Forår 2007 Ugeseddel 10 Kvanttatve metoder 2 Forår 2007 Ugeseddel 0 Program for øvelserne: Gennemgang af teoropgave fra Ugesedel 9 Gruppearbejde og plenumdskusson SAS øvelser, spørgsmål -4. Sdste øvelsesgang (uge 2): SAS øvelser,

Læs mere

Indtjening, konkurrencesituation og produktudvikling i danske virksomheder

Indtjening, konkurrencesituation og produktudvikling i danske virksomheder Kvanttatve metoder 2 Forår 2007 Oblgatorsk opgave 2 Indtjenng, konkurrencestuaton og produktudvklng danske vrksomheder Opgavens prmære formål er at lgne formen på tag-hjem delen af eksamensopgaven. Der

Læs mere

Kvantitative metoder 2

Kvantitative metoder 2 Kvanttatve metoder 2 Instrumentvarabel estmaton 14. maj 2007 KM2: F25 1 y = cy ( c 0) Plan for resten af gennemgangen F25: Instrumentvarabel (IV) estmaton: Introdukton tl endogentet og nstrumentvarabler

Læs mere

Kvantitative metoder 2

Kvantitative metoder 2 y = cy ( c 0) Plan for resten af gennemgangen Kvanttatve metoder Instrumentvarabel estmaton 4. maj 007 F5: Instrumentvarabel (IV) estmaton: Introdukton tl endogentet og nstrumentvarabler En regressor,

Læs mere

6. SEMESTER Epidemiologi og Biostatistik Opgaver til 3. uge, fredag

6. SEMESTER Epidemiologi og Biostatistik Opgaver til 3. uge, fredag Afdelng for Epdemolog Afdelng for Bostatstk 6. SEESTER Epdemolog og Bostatstk Opgaver tl 3. uge, fredag Data tl denne opgave stammer fra. Bland: An Introducton to edcal Statstcs (Exercse 11E ). V har hentet

Læs mere

Økonometri 1 Efterår 2006 Ugeseddel 9

Økonometri 1 Efterår 2006 Ugeseddel 9 Økonometr 1 Efterår 006 Ugeseddel 9 Program for øvelserne: Opsamlng på Ugeseddel 8 Gruppearbejde SAS øvelser Ugeseddel 9 består at undersøge, om der er heteroskedastctet vores model for væksten og så fald,

Læs mere

Lineær regressionsanalyse8

Lineær regressionsanalyse8 Lneær regressonsanalyse8 336 8. Lneær regressonsanalyse Lneær regressonsanalyse Fra kaptel 4 Mat C-bogen ved v, at man kan ndtegne en række punkter et koordnatsystem, for at afgøre, hvor tæt på en ret

Læs mere

Økonometri 1. Lineær sandsynlighedsmodel. Hvad nu hvis den afhængige variabel er en kvalitativ variabel (med to kategorier)?

Økonometri 1. Lineær sandsynlighedsmodel. Hvad nu hvis den afhængige variabel er en kvalitativ variabel (med to kategorier)? Dagens program Økonometr Heteroskedastctet 6. oktober 004 Hovedemnet for denne forelæsnng er heteroskedastctet (kap. 8.-8.3) Lneære sandsynlghedsmodel (kap 7.5) Konsekvenser af heteroskedastctet Hvordan

Læs mere

Bilag 6: Økonometriske

Bilag 6: Økonometriske Marts 2015 Blag 6: Økonometrske analyser af energselskabernes omkostnnger tl energsparendsatsen Energstyrelsen Indholdsfortegnelse 1. Paneldataanalyse 3 Specfkaton af anvendte panel regressonsmodeller

Læs mere

Opsamling. Simpel/Multipel Lineær Regression Logistisk Regression Ikke-parametriske Metoder Chi-i-anden Test

Opsamling. Simpel/Multipel Lineær Regression Logistisk Regression Ikke-parametriske Metoder Chi-i-anden Test Opsamlng Smpel/Multpel Lneær Regresson Logstsk Regresson Ikke-parametrske Metoder Ch--anden Test Opbygnng af statstsk model Specfcer model Lgnnger og antagelser Estmer parametre Modelkontrol Er modellen

Læs mere

Luftfartens vilkår i Skandinavien

Luftfartens vilkår i Skandinavien Luftfartens vlkår Skandnaven - Prsens betydnng for valg af transportform Af Mette Bøgelund og Mkkel Egede Brkeland, COWI Trafkdage på Aalborg Unverstet 2000 1 Luftfartens vlkår Skandnaven - Prsens betydnng

Læs mere

Fastlæggelse af strukturel arbejdsstyrke

Fastlæggelse af strukturel arbejdsstyrke d. 23.5.2013 Fastlæggelse af strukturel arbedsstyrke Dokumentatonsnotat tl Dansk Økonom, Forår 2013 For at kunne vurdere økonomens langsgtede vækstpotentale og underlggende saldoudvklng og for at kunne

Læs mere

Kvantitative metoder 2

Kvantitative metoder 2 Dagens program: Heteroskedastctet (Wooldrdge kap. 8.4) Kvanttatve metoder Heteroskedastctet 6. aprl 007 Sdste gang: Konsekvenser af heteroskedastctet for OLS Whte s korrekton af OLS varansen Test for heteroskedastctet

Læs mere

Statistik II Lektion 5 Modelkontrol. Modelkontrol Modelsøgning Større eksempel

Statistik II Lektion 5 Modelkontrol. Modelkontrol Modelsøgning Større eksempel Statstk II Lekton 5 Modelkontrol Modelkontrol Modelsøgnng Større eksempel Generel Lneær Model Y afhængg skala varabel 1,, k forklarende varable, skala eller bnære Model: Mddelværden af Y gvet =( 1,, k

Læs mere

Økonometri 1. Avancerede Paneldata Metoder I 24.november F18: Avancerede Paneldata Metoder I 1

Økonometri 1. Avancerede Paneldata Metoder I 24.november F18: Avancerede Paneldata Metoder I 1 Økonometr 1 Avancerede Paneldata Metoder I 24.november 2006 F18: Avancerede Paneldata Metoder I 1 Paneldatametoder Sdste gang: Paneldata begreber og to-perode tlfældet (kap 13.3-4) Uobserveret effekt modellen:

Læs mere

Kvantitative metoder 2 Forår 2007 Ugeseddel 9

Kvantitative metoder 2 Forår 2007 Ugeseddel 9 Kvanttatve metoder 2 Forår 2007 Ugeseddel 9 Program for øvelserne: Introdukton af problemstllng og datasæt Gruppearbejde SAS øvelser Paneldata for tlbagetræknngsalder Ugesedlen analyserer et datasæt med

Læs mere

Kvantitative metoder 2

Kvantitative metoder 2 Program for dag: Kvanttatve metoder Den smple regressonsmodel 9. februar 007 Regressonsmodel med en forklarende varabel (W..3-5) Varansanalyse og goodness of ft Enheder og funktonel form af varabler modellen

Læs mere

Husholdningsbudgetberegner

Husholdningsbudgetberegner Chrstophe Kolodzejczyk & Ncola Krstensen Husholdnngsbudgetberegner En model for husholdnngers daglgvareforbrug udarbejdet for Penge- og Pensonspanelet Publkatonen Husholdnngsbudgetberegner En model for

Læs mere

Dokumentation for husprisanalysens første trin: Marginalpriser på støj

Dokumentation for husprisanalysens første trin: Marginalpriser på støj d. 18.2.211 Kathrne Lausted Vee Dokumentaton for husprsanalysens første trn: Margnalprser på støj Dette notat beskrver arbejdet med husprsanalysens første trn og præsenterer resultaterne fra denne del

Læs mere

Økonometri 1. Avancerede Paneldata Metoder II Introduktion til Instrumentvariabler 27. november 2006

Økonometri 1. Avancerede Paneldata Metoder II Introduktion til Instrumentvariabler 27. november 2006 Økonometr 1 Avancerede Paneldata Metoder II Introdukton tl Instrumentvarabler 27. november 2006 Paneldata metoder Sdste gang: Paneldata med to eller flere peroder og fxed effects estmaton. Første-dfferens

Læs mere

Statistik Lektion 15 Mere Lineær Regression. Modelkontrol Prædiktion Multipel Lineære Regression

Statistik Lektion 15 Mere Lineær Regression. Modelkontrol Prædiktion Multipel Lineære Regression Statstk Lekton 15 Mere Lneær Regresson Modelkontrol Prædkton Multpel Lneære Regresson Smpel Lneær Regresson - repetton Spørgsmål: Afhænger y lneært af x?. Model: y = β + β x + ε ε d N(0, σ 0 1 2 ) Systematsk

Læs mere

Økonometri lektion 7 Multipel Lineær Regression. Testbaseret Modelkontrol

Økonometri lektion 7 Multipel Lineær Regression. Testbaseret Modelkontrol Økonometr lekton 7 Multpel Lneær Regresson Testbaseret Modelkontrol MLR Model på Matrxform Den multple lneære regressons model kan skrves som X y = Xβ + Hvor og Mndste kvadraters metode gver følgende estmat

Læs mere

Tabsberegninger i Elsam-sagen

Tabsberegninger i Elsam-sagen Tabsberegnnger Elsam-sagen Resumé: Dette notat beskrver, hvordan beregnngen af tab foregår. Første del beskrver spot tabene, mens anden del omhandler de afledte fnanselle tab. Indhold Generelt Tab spot

Læs mere

Statistik II Lektion 5 Modelkontrol. Modelkontrol Modelsøgning Større eksempel

Statistik II Lektion 5 Modelkontrol. Modelkontrol Modelsøgning Større eksempel Statstk II Lekton 5 Modelkontrol Modelkontrol Modelsøgnng Større eksempel Opbygnng af statstsk model Eksploratv data-analyse Specfcer model Lgnnger og antagelser Estmer parametre Modelkontrol Er modellen

Læs mere

Anvendt Statistik Lektion 10. Regression med både kvantitative og kvalitative forklarende variable Modelkontrol

Anvendt Statistik Lektion 10. Regression med både kvantitative og kvalitative forklarende variable Modelkontrol Anvendt Statstk Lekton 0 Regresson med både kvanttatve og kvaltatve forklarende varable Modelkontrol Opsummerng I forbndelse med multpel lneær regresson så v på modeller på formen E y] = α... [ 3 3 4 4

Læs mere

Anvendt Statistik Lektion 10. Regression med både kvantitative og kvalitative forklarende variable Modelsøgning Modelkontrol

Anvendt Statistik Lektion 10. Regression med både kvantitative og kvalitative forklarende variable Modelsøgning Modelkontrol Anvendt Statstk Lekton 0 Regresson med både kvanttatve og kvaltatve forklarende varable Modelsøgnng Modelkontrol Opsummerng I forbndelse med multpel lneær regresson så v på modeller på formen E[ y] = α...

Læs mere

Statistik II Lektion 4 Generelle Lineære Modeller. Simpel Lineær Regression Multipel Lineær Regression Flersidet Variansanalyse (ANOVA)

Statistik II Lektion 4 Generelle Lineære Modeller. Simpel Lineær Regression Multipel Lineær Regression Flersidet Variansanalyse (ANOVA) Statstk II Lekton 4 Generelle Lneære Modeller Smpel Lneær Regresson Multpel Lneær Regresson Flersdet Varansanalyse (ANOVA) Logstsk regresson Y afhængg bnær varabel X 1,,X k forklarende varable, skala eller

Læs mere

Kreditrisiko efter IRBmetoden

Kreditrisiko efter IRBmetoden Kredtrsko efter IRBmetoden Vacceks formel Arbejdspapr, oktober 2013 1 KRAKAfnans - Fnanskrsekommssonens sekretarat Teknsk arbejdspapr udkast 15. oktober 2013 Indlednng Det absolutte mndstekrav tl et kredtnsttut

Læs mere

Morten Frydenberg Biostatistik version dato:

Morten Frydenberg Biostatistik version dato: Morten Frydenberg Bostatstk verson dato: -4- Bostatstk uge mandag Morten Frydenberg, Afdelng for Bostatstk Resume: Hvad har v været gennem ndtl nu Lneær (normal) regresson en kontnuert forklarende varabel

Læs mere

Statikstik II 4. Lektion. Generelle Lineære Modeller

Statikstik II 4. Lektion. Generelle Lineære Modeller Statkstk II 4. Lekton Generelle Lneære Modeller Generel Lneær Model Y afhængg skala varabel X 1,,X k forklarende varable, skala eller bnære Model: Mddelværden af Y gvet X + k = E( Y X ) = α + β x + + β

Læs mere

Validering og test af stokastisk trafikmodel

Validering og test af stokastisk trafikmodel Valderng og test af stokastsk trafkmodel Maken Vldrk Sørensen M.Sc., PhDstud. Otto Anker Nelsen Cv.Ing., PhD, Professor Danmarks Teknske Unverstet/ Banestyrelsen Rådgvnng 1. Indlednng Trafkmodeller har

Læs mere

Regressionsanalyse. Epidemiologi og Biostatistik. 1.Simpel lineær regression (Kapitel 11) systolisk blodtryk og alder

Regressionsanalyse. Epidemiologi og Biostatistik. 1.Simpel lineær regression (Kapitel 11) systolisk blodtryk og alder Regressonsanalyse Epdemolog og Bostatstk Mogens Erlandsen, Insttut for Bostatstk Uge, torsdag (forelæsnng) 1.Smpel lneær regresson (Kaptel 11) systolsk blodtryk og alder. Multpel lneær regresson (Kaptel

Læs mere

Undersøgelse af pris- og indkomstelasticiteter i forbrugssystemet - estimeret med AIDS

Undersøgelse af pris- og indkomstelasticiteter i forbrugssystemet - estimeret med AIDS Danmarks Statstk MODELGRUPPEN Arbedspapr* Mads Svendsen-Tune 13. marts 2008 Undersøgelse af prs- og ndkomstelastcteter forbrugssystemet - estmeret med AIDS Resumé: For at efterse nestnngsstrukturen forbrugssystemet

Læs mere

NOTAT:Benchmarking: Roskilde Kommunes serviceudgifter i regnskab 2014

NOTAT:Benchmarking: Roskilde Kommunes serviceudgifter i regnskab 2014 Beskæftgelse, Socal og Økonom Økonom og Ejendomme Sagsnr. 271218 Brevd. 2118731 Ref. KASH Dr. tlf. 4631 3066 katrnesh@rosklde.dk NOTAT:Benchmarkng: Rosklde Kommunes servceudgfter regnskab 2014 17. august

Læs mere

Binomialfordelingen. Erik Vestergaard

Binomialfordelingen. Erik Vestergaard Bnomalfordelngen Erk Vestergaard Erk Vestergaard www.matematkfysk.dk Erk Vestergaard,. Blleder: Forsde: Stock.com/gnevre Sde : Stock.com/jaroon Sde : Stock.com/pod Desuden egne fotos og llustratoner. Erk

Læs mere

Vægtet model. Landmålingens fejlteori - Lektion4 - Vægte og Fordeling af slutfejl. Vægte. Vægte: Eksempel. Definition: Vægtrelationen

Vægtet model. Landmålingens fejlteori - Lektion4 - Vægte og Fordeling af slutfejl. Vægte. Vægte: Eksempel. Definition: Vægtrelationen Vægtet model Landmålngens fejlteor Lekton 4 Vægtet gennemsnt Fordelng af slutfejl - kkb@mathaaudk http://peoplemathaaudk/ kkb/undervsnng/lf3 Insttut for Matematske Fag Aalborg Unverstet Gvet n uafhængge

Læs mere

Fagblok 4b: Regnskab og finansiering 2. del Hjemmeopgave - 28.01 2005 kl. 14.00 til 31.01 2004 kl. 14.00

Fagblok 4b: Regnskab og finansiering 2. del Hjemmeopgave - 28.01 2005 kl. 14.00 til 31.01 2004 kl. 14.00 Fagblok 4b: Regnskab og fnanserng 2. del Hjemmeopgave - 28.01 2005 kl. 14.00 tl 31.01 2004 kl. 14.00 Dette opgavesæt ndeholder følgende: Opgave 1 (vægt 50%) p. 2-4 Opgave 2 (vægt 25%) samt opgave 3 (vægt

Læs mere

Værktøj til beregning af konkurrenceeffekter ved udlægning af nyt butiksområde

Værktøj til beregning af konkurrenceeffekter ved udlægning af nyt butiksområde Dato: 6. oktober 217 Sag: DIPS- 16/1631 Sagsbehandler: /SBJ/DEB/PMO/KBA Værktøj tl beregnng af konkurrenceeffekter ved udlægnng af nyt butksområde KONKURRENCE- OG FORBRUGERSTYRELSEN ERHVERVSMINISTERIET

Læs mere

Real valutakursen, ε, svinger med den nominelle valutakurs P P. Endvidere antages prisniveauet i ud- og indland at være identisk, hvorved

Real valutakursen, ε, svinger med den nominelle valutakurs P P. Endvidere antages prisniveauet i ud- og indland at være identisk, hvorved Lgevægt på varemarkedet gen! Sdste gang bestemtes følgende IS-relatonen, der beskrver lgevægten på varemarkedet tl: Y = C(Y T) + I(Y, r) + G εim(y, ε) + X(Y*, ε) Altså er varemarkedet lgevægt, hvs den

Læs mere

Udvikling af en metode til effektvurdering af Miljøstyrelsens Kemikalieinspektions tilsyn og kontrol

Udvikling af en metode til effektvurdering af Miljøstyrelsens Kemikalieinspektions tilsyn og kontrol Udvklng af en metode tl effektvurderng af Mljøstyrelsens Kemkalenspektons tlsyn og kontrol Orenterng fra Mljøstyrelsen Nr. 10 2010 Indhold 1 FORORD 5 2 EXECUTIVE SUMMARY 7 3 INDLEDNING 11 3.1 AFGRÆNSNING

Læs mere

Kvantitative metoder 2

Kvantitative metoder 2 Program for dag: Kvanttatve metoder Opsamlng vedr. nferens uden MLR.5: Beregnng af robuste standardfejl og kovarans under heteroskedastctet (W8.) W.6: Flere emner en multpel regressonsmodel Inferens den

Læs mere

Brugerhåndbog. Del IX. Formodel til beregning af udlandsskøn

Brugerhåndbog. Del IX. Formodel til beregning af udlandsskøn Brugerhåndbog Del IX Formodel tl beregnng af udlandsskøn September 1999 Formodel tl beregnng af udlandsskøn 3 Formodel tl beregnng af udlandsskøn 1. Indlednng FUSK er en Formodel tl beregnng af UdlandsSKøn.

Læs mere

Statikstik II 3. Lektion. Multipel Logistisk regression Generelle Lineære Modeller

Statikstik II 3. Lektion. Multipel Logistisk regression Generelle Lineære Modeller Statkstk II 3. Lekton Multpel Logstsk regresson Generelle Lneære Modeller Defntoner: Repetton Sandsynlghed for at Ja tl at være en god læser gvet at man er en dreng skrves: P( God læser Ja Køn Dreng) Sandsynlghed

Læs mere

Nøglebegreber: Objektivfunktion, vægtning af residualer, optimeringsalgoritmer, parameterusikkerhed og korrelation, vurdering af kalibreringsresultat.

Nøglebegreber: Objektivfunktion, vægtning af residualer, optimeringsalgoritmer, parameterusikkerhed og korrelation, vurdering af kalibreringsresultat. Håndbog grundvandsmodellerng, Sonnenborg & Henrksen (eds 5/8 GEUS Kaptel 14 IVERS MODELLERIG Torben Obel Sonnenborg Geologsk Insttut, Københavns Unverstet Anker Laer Høberg Hydrologsk Afdelng, GEUS øglebegreber:

Læs mere

Indtjening, konkurrencesituation og produktudvikling i danske virksomheder

Indtjening, konkurrencesituation og produktudvikling i danske virksomheder Økonometr 1 Efterår 2006 Ugeseddel 10: Prøveeksamen Indtjenng, konkurrencestuaton og produktudvklng danske vrksomheder Om opgavens formål: Opgavesættets prmære formål er - så vdt mulgt - at lgne formen

Læs mere

Estimation af CES - forbrugssystemet med og uden dynamik: -fcf/fcfv sammenhold med fcv/fcfv -fct/fcts sammenhold med fcs/fcts

Estimation af CES - forbrugssystemet med og uden dynamik: -fcf/fcfv sammenhold med fcv/fcfv -fct/fcts sammenhold med fcs/fcts Danmarks Statstk MODELGRUPPEN Arbejdspapr [udkast] Andreas Østergaard Iversen 140609 Estmaton af CES - forbrugssystemet med og uden dynamk: -fcf/fcfv sammenhold med fcv/fcfv -fct/fcts sammenhold med fcs/fcts

Læs mere

Rettevejledning til Økonomisk Kandidateksamen 2005II, Økonometri 1

Rettevejledning til Økonomisk Kandidateksamen 2005II, Økonometri 1 Rettevejlednng tl Økonomsk Kanddateksamen 005II, Økonometr 1 Vurderngsgrundlaget er selve opgavebesvarelsen og blaget, nklusve det afleverede SAS program. Materalet på dskette/cd bedømmes som sådan kke,

Læs mere

PRODUKTIONSEFFEKTEN AF AVL FOR HANLIG FERTILITET I DUROC

PRODUKTIONSEFFEKTEN AF AVL FOR HANLIG FERTILITET I DUROC PRODUKTIONSEFFEKTEN AF AVL FOR HANLIG FERTILITET I DUROC MEDDELELSE NR. 1075 Vrknngsgraden (gennemslaget) tl en produktonsbesætnng for avlsværdtallet for hanlg fertltet Duroc blev fundet tl 1,50, hvlket

Læs mere

Udviklingen i de kommunale udligningsordninger

Udviklingen i de kommunale udligningsordninger Udvklngen de kommunale udlgnngsordnnger af Svend Lundtorp AKF Forlaget Jun 2004 Forord Dette Memo er skrevet de sdste måneder af 2003, altså før strukturkommssonens betænknng og før Indenrgsmnsterets

Læs mere

Langsigtet efterspørgsel efter transport

Langsigtet efterspørgsel efter transport Langsgtet efterspørgsel efter transport Af Camlla Rff Brems og Thomas Chrstan Jensen, DTU Transport Abstract Der er en stgende nteresse for at dentfcere og modellere den langsgtede efterspørgsel efter

Læs mere

NOTAT: Benchmarking: Roskilde Kommunes serviceudgifter i regnskab 2013

NOTAT: Benchmarking: Roskilde Kommunes serviceudgifter i regnskab 2013 Beskæftgelse, Socal og Økonom Økonom og Ejendomme Sagsnr. 260912 Brevd. 1957603 Ref. LAOL Dr. tlf. 4631 3152 lasseo@rosklde.dk NOTAT: Benchmarkng: Rosklde Kommunes servceudgfter regnskab 2013 19. august

Læs mere

FTF dokumentation nr. 3 2014. Viden i praksis. Hovedorganisation for 450.000 offentligt og privat ansatte

FTF dokumentation nr. 3 2014. Viden i praksis. Hovedorganisation for 450.000 offentligt og privat ansatte FTF dokumentaton nr. 3 2014 Vden prakss Hovedorgansaton for 450.000 offentlgt og prvat ansatte Sde 2 Ansvarshavende redaktør: Flemmng Andersen, kommunkatonschef Foto: Jesper Ludvgsen Layout: FTF Tryk:

Læs mere

Inertimoment for arealer

Inertimoment for arealer 13-08-006 Søren Rs nertmoment nertmoment for arealer Generelt Defntonen på nertmoment kan beskrves som Hvor trægt det er at få et legeme tl at rotere eller Hvor stort et moment der skal tlføres et legeme

Læs mere

Note til Generel Ligevægt

Note til Generel Ligevægt Mkro. år. semester Note tl Generel Lgevægt Varan kap. 9 Generel lgevægt bytteøkonom Modsat partel lgevægt betragter v nu hele økonomen på én gang; v betragter kke længere nogle prser for gvet etc. Den

Læs mere

Handleplan for Myndighed (Handicap og Socialpsykiatri)

Handleplan for Myndighed (Handicap og Socialpsykiatri) for Myndghed (Handcap og Socalpsykatr) Baggrund Økonomudvalget besluttede den 17. maj 2010, at der bl.a. på Myndghedsområdet for Handcap og Socalpsykatr skal udarbejdes en handleplan som følge den konstaterede

Læs mere

Europaudvalget 2009-10 EUU alm. del Bilag 365 Offentligt

Europaudvalget 2009-10 EUU alm. del Bilag 365 Offentligt Europaudvalget 2009-10 EUU alm. del Blag 365 Offentlgt Notat Kemkaler J.nr. MST-652-00099 Ref. Doble/lkjo Den 5. maj 2010 GRUNDNOTAT TIL FOLKETINGETS EUROPAUDVALG Kommssonens forslag om tlpasnng tl den

Læs mere

Forberedelse til den obligatoriske selvvalgte opgave

Forberedelse til den obligatoriske selvvalgte opgave MnFremtd tl OSO 10. klasse Forberedelse tl den oblgatorske selvvalgte opgave Emnet for dn oblgatorske selvvalgte opgave (OSO) skal tage udgangspunkt dn uddannelsesplan og dt valg af ungdomsuddannelse.

Læs mere

DANMARKS NATIONALBANK WORKING PAPERS 2011 74

DANMARKS NATIONALBANK WORKING PAPERS 2011 74 DANMARKS NATIONALBANK WORKING PAPERS 211 74 Johan Gustav Kaas Jacobsen Danmarks Natonalbank Søren Truels Nelsen Danmarks Natonalbank Betalngsvaner Danmark September 211 The Workng Papers of Danmarks Natonalbank

Læs mere

Antag X 1,..., X n stokastiske variable med fælles middelværdi µ og varians σ 2. Hvis µ er ukendt estimeres σ 2 ved 1/36.

Antag X 1,..., X n stokastiske variable med fælles middelværdi µ og varians σ 2. Hvis µ er ukendt estimeres σ 2 ved 1/36. Estmaton af varans/sprednng Landmålngens fejlteor Lekton 4 Vægtet gennemsnt Fordelng af slutfejl - rw@math.aau.dk Insttut for Matematske Fag Aalborg Unverstet Antag X,..., X n stokastske varable med fælles

Læs mere

Vestbyskolen Tlf.: 76 29 40 80 Fax: 75 62 64 21

Vestbyskolen Tlf.: 76 29 40 80 Fax: 75 62 64 21 Vestbyskolen... 2 Samlet vurderng af skolen... 3 Rammebetngelser... 5 Budget... 5 Personaletal... 5 Pædagogske processer... 6 Indsatsområder og resultater... 6 Opfølgnng og nye ndsatsområder... 10 Udfordrnger...

Læs mere

HVIS FOLK OMKRING DIG IKKE VIL LYTTE, SÅ KNÆL FOR DEM OG BED OM TILGIVELSE, THI SKYLDEN ER DIN. Fjordor Dostojevskij

HVIS FOLK OMKRING DIG IKKE VIL LYTTE, SÅ KNÆL FOR DEM OG BED OM TILGIVELSE, THI SKYLDEN ER DIN. Fjordor Dostojevskij HVIS FOLK OMKRING DIG IKKE VIL LYTTE, SÅ KNÆL FOR DEM OG BED OM TILGIVELSE, THI SKYLDEN ER DIN. Fjordor Dostojevskj Den store russske forfatter tænkte naturlgvs kke på markedsførng, da han skrev dsse lner.

Læs mere

Kunsten at leve livet

Kunsten at leve livet Kunsten at leve lvet UNGE - ADFÆRD - RUSMIDLER 3. maj 2011 Hvad er msbrug? Alment om den emotonelle udvklng Hvem blver msbruger? Om dagnoser Om personlghedsforstyrrelser Mljøterap, herunder: - baggrund

Læs mere

TO-BE BRUGERREJSE // Personligt tillæg

TO-BE BRUGERREJSE // Personligt tillæg TO-BE BRUGERREJSE // Personlgt tllæg PROCES FØR SITUATION / HANDLING Pa er 55 år og bor en mndre by på Sjælland. Hun er på førtdspenson og har været det mange år på grund af problemer med ryggen efter

Læs mere

Der må ikke udelades omkostninger, som er nævnt i vejledningen, ligesom der kun må indberettes de omkostninger, der er nævnt i vejledningen.

Der må ikke udelades omkostninger, som er nævnt i vejledningen, ligesom der kun må indberettes de omkostninger, der er nævnt i vejledningen. VEJLEDNING I OPGØRELSE AF OMKOSTNINGER TIL ENERGIBESPARELSER 1. Vejlednngen skal benyttes af alle fjernvarmeværker Alle værker, der har et energsparemål, skal benytte denne vejlednng tl ndberetnng af omkostnnger

Læs mere

econstor zbw www.econstor.eu

econstor zbw www.econstor.eu econstor www.econstor.eu Der Open-Access-Publkatonsserver der ZBW Lebnz-Informatonszentrum Wrtschaft The Open Access Publcaton Server of the ZBW Lebnz Informaton Centre for Economcs Jacobsen, Johan Gustav

Læs mere

Eksamen på Økonomistudiet 2007-I. Fag: Økonometri 1. Årsprøvefag januar Tag-hjem opgave

Eksamen på Økonomistudiet 2007-I. Fag: Økonometri 1. Årsprøvefag januar Tag-hjem opgave Eksamen på Økonomstudet 2007-I Fag: Økonometr 1 Årsprøvefag 15. 17. januar 2007 Tag-hjem opgave Der er fokus på at undgå tlfælde af eksamenssnyd I tlfælde af formodet eksamenssnyd, der bemærkes af fagenes

Læs mere

Stadig ligeløn blandt dimittender

Stadig ligeløn blandt dimittender Stadg lgeløn blandt dmttender Kvnder og mænd får stadg stort set lge meget løn deres første job, vser DJs dmttendstatstk for oktober 2013. Og den gennemsntlge startløn er nu på den pæne sde af 32.000 kr.

Læs mere

Kulturel spørgeguide. Psykiatrisk Center København. Dansk bearbejdelse ved Marianne Østerskov. Januar 2011 2. udgave. Kulturel spørgeguide Jan.

Kulturel spørgeguide. Psykiatrisk Center København. Dansk bearbejdelse ved Marianne Østerskov. Januar 2011 2. udgave. Kulturel spørgeguide Jan. Vdenscenter for Transkulturel Psykatr har ekssteret sden 2002 og skal fremme psykatrsk udrednng, dagnostk, behandlng, pleje og opfølgnng af patenter, der har en anden etnsk baggrund end dansk. Kulturel

Læs mere

Vækstregnskab for nm-erhvervet

Vækstregnskab for nm-erhvervet Danmarks Statstk MODEGRUPPEN Arbejdspapr* Erk Bjørsted 23. November 2005 Martn Junge Vækstregnskab for nm-erhvervet Resumé: Papret præsenterer et vækstregnskab for nm-erhvervet og sammenlgner den totale

Læs mere

SERVICE BLUEPRINTS KY selvbetjening 2013

SERVICE BLUEPRINTS KY selvbetjening 2013 SERVICE BLUEPRINTS KY selvbetjenng 2013 EFTER Desgn by Research BRUGERREJSE Ada / KONTANTHJÆLP Navn: Ada Alder: 35 år Uddannelse: cand. mag Matchgruppe: 1 Ada er opvokset Danmark med bosnske forældre.

Læs mere

Økonomisk Kandidateksamen 2005II Økonometri 1. Lønpræmier

Økonomisk Kandidateksamen 2005II Økonometri 1. Lønpræmier Økonomsk Kanddateksamen 005II Økonometr 1 Lønpræmer Praktske anvsnnger tl ndvduel tag-hjem eksamen Økonometr 1: Start med at skre dg at du kan få adgang tl data og blag (se næste sde). Opgaven skal besvares

Læs mere

Insttut for samfundsudvklng og planlægnng Fbgerstræde 11 9220 Aalborg Øst Ttel: Relatv Fasepostonerng Med bllge håndholdte GPS-modtagere Projektperode: Februar 2006 Jul 2006 Semester: 10. Projektgruppe:

Læs mere

Notat om porteføljemodeller

Notat om porteføljemodeller Notat om porteføljemodeller Svend Jakobsen 1 Insttut for fnanserng Handelshøjskolen Århus 15. februar 2004 1 mndre modfkatoner af Mkkel Svenstrup 1 INDLEDNING 1 1 Indlednng Dette notat ndeholder en opsummerng

Læs mere

Morten Frydenberg Biostatistik version dato:

Morten Frydenberg Biostatistik version dato: Morten Frydenberg Bostatstk verson dato: -03-0 Effektmodfkaton Hvad er det - Kvantfcerng - Test Bostatstk uge 7 mandag Morten Frydenberg, Afdelng for Bostatstk Vægtede gennemsnt - Formler for standard

Læs mere

Erhvervsstyrelsen og Ernst & Young. 26. februar 2014

Erhvervsstyrelsen og Ernst & Young. 26. februar 2014 Erhvervsstyrelsen og Ernst & Young 26. februar 2014 Bass- og ex ante-målng af de admnstratve konsekvenser ved forslag tl lov om autorsaton af vrksomheder el-, vvs- og kloaknstallatonsområdet Indholdsfortegnelse

Læs mere

Stadig ligeløn blandt dimittender

Stadig ligeløn blandt dimittender Stadg lgeløn blandt dmttender Kvnder og mænd får stadg stort set lge meget løn deres første job, vser DJs dmttendstatstk for oktober 2012. Og den gennemsntlge startløn er fortsat på den pæne sde af 31.500

Læs mere

Måleusikkerhed i kalibrering Nr. : AB 11 Dato : 2011-12-01 Side : 1/3

Måleusikkerhed i kalibrering Nr. : AB 11 Dato : 2011-12-01 Side : 1/3 Sde : 1/3 1. Anvendelsesområde 1.1 Denne akkredterngsbestemmelse gælder ved DANAK s akkredterng af kalbrerngslaboratorer. 1. Akkredterede kalbrerngslaboratorer skal ved estmerng af uskkerhed, rapporterng

Læs mere

BLÅ MEMOSERIE. Memo nr. 208 - Marts 2003. Optimal adgangsregulering til de videregående uddannelser og elevers valg af fag i gymnasiet.

BLÅ MEMOSERIE. Memo nr. 208 - Marts 2003. Optimal adgangsregulering til de videregående uddannelser og elevers valg af fag i gymnasiet. BLÅ MEMOSERIE Memo nr. 208 - Marts 2003 Optmal adgangsregulerng tl de vderegående uddannelser og elevers valg af fag gymnaset Karsten Albæk Økonomsk Insttut Købenavns Unverstet Studestræde 6, 1455 Købenavn

Læs mere

Sandsynlighedsregning 12. forelæsning Bo Friis Nielsen

Sandsynlighedsregning 12. forelæsning Bo Friis Nielsen Sandsynlghedsregnng. forelæsnng Bo Frs Nelsen Matematk og Computer Scence Danmarks Teknske Unverstet 800 Kgs. Lyngby Danmark Emal: bfn@mm.dtu.dk Dagens nye emner afsnt 6.5 Den bvarate normalfordelng Y

Læs mere

Økonometri 1. For mange variable i modellen. For få variable. Dagens program. Den multiple regressionsmodel 21. september 2004

Økonometri 1. For mange variable i modellen. For få variable. Dagens program. Den multiple regressionsmodel 21. september 2004 Dages program Økoometr De multple regressosmodel. september 004 Emet for dee forelæsg er stadg de multple regressosmodel (Wooldrdge kap. 3.4-3.5) Praktske bemærkg Opsamlg fra sdst Irrelevate varable og

Læs mere

Marginale eksterne ulykkesomkostninger og personbilers vægt

Marginale eksterne ulykkesomkostninger og personbilers vægt Margnale eksterne ulykkesomkostnnger og personblers vægt Thomas Bue Bjørner De Økonomske Råds Sekretarat Merete Høj Kjeldsen De Økonomske Råds Sekretarat Krstan Vest Nelsen De Økonomske Råds Sekretarat

Læs mere

VEDTÆGTER. Advokatfirmaet Espersen 171-1676 Tordenskjoldsgade 6 9900 Frederikshavn TIL 98 4334 ii LE/UJ. for. Andeisforeningen Feddet

VEDTÆGTER. Advokatfirmaet Espersen 171-1676 Tordenskjoldsgade 6 9900 Frederikshavn TIL 98 4334 ii LE/UJ. for. Andeisforeningen Feddet Advokatfrmaet Espersen 171-1676 Tordenskjoldsgade 6 9900 Frederkshavn TIL 98 4334 - LE/UJ Mv. Sekr. Vestermarksve 38 9900 Frederkshavn VEDTÆGTER for Andesforenngen Feddet 1. Navn og hjemsted 1.1- Forenngens

Læs mere

BESKÆFTIGELSES- OG LØNSTATISTIK FOR KVINDER

BESKÆFTIGELSES- OG LØNSTATISTIK FOR KVINDER Dansk Journalstforbund Februar 2011 BESKÆFTIGELSES- OG LØNSTATISTIK FOR KVINDER Jobs og lønkroner er kke lgelgt fordelt blandt mandlge og kvndelge forbunds. Derfor har v her samlet fre oversgter, der sger

Læs mere

Marco Goli, Ph.D, & Shahamak Rezaei. Den Sociale Højskole København & Roskilde Universitetscenter

Marco Goli, Ph.D, & Shahamak Rezaei. Den Sociale Højskole København & Roskilde Universitetscenter Marco Gol, Ph.D, & Shahamak Rezae Den Socale Højskole København & Rosklde Unverstetscenter Folkelg opnon Folkelg opnon Kaptel 1: tdernes morgen Folkelg opnon Folkelg opnon Kaptel 2 : Den ratonelle ndvandrer

Læs mere

Erhvervs- og Selskabsstyrelsen:

Erhvervs- og Selskabsstyrelsen: Erhvervs og Selskabsstyrelsen: AMVABopdaterng af Mnsteret for Fødevarer, Landbrug og Fsker Aktvtetsbaseret målng af vrksomhedernes admnstratve omkostnnger ved erhvervsrelateret regulerng på Mnsteret for

Læs mere

Økonometri 1. Lineær sandsynlighedsmodel (Wooldridge 8.5). Dagens program: Heteroskedasticitet 30. oktober 2006

Økonometri 1. Lineær sandsynlighedsmodel (Wooldridge 8.5). Dagens program: Heteroskedasticitet 30. oktober 2006 Dagens program: Øonometr 1 Heterosedastctet 30. otober 006 Effcent estmaton under heterosedastctet (Wooldrdge 8.4): Sdste gang: Kendte vægte - Weghted Least Squares (WLS) Generalzed Least Squares (GLS)

Læs mere

Erhvervs- og Selskabsstyrelsen:

Erhvervs- og Selskabsstyrelsen: Erhvervs- og Selskabsstyrelsen: AMVAB-opdaterng af Skattemnsteret Aktvtetsbaseret målng af nes admnstratve omkostnnger ved erhvervsrelateret regulerng på Skattemnsterets område peroden 1. jul 2007 tl 30.

Læs mere

Vejledning om kontrol med krydsoverensstemmelse 2007

Vejledning om kontrol med krydsoverensstemmelse 2007 Vejlednng om kontrol med krydsoverensstemmelse 007 Maj 007 Mnsteret for Fødevarer, Landbrug og Fsker Drektoratet for FødevareErhverv Kolofon Vejlednng om kontrol med krydsoverensstemmelse 007 Maj 007 Denne

Læs mere

faktaark om nybygningens og 5. sporets kapacitet

faktaark om nybygningens og 5. sporets kapacitet Trafkudvalget 2008-09 TRU alm. del Blag 602 Offentlgt greve kommune holbæk kommune høje-taastrup kommune shøj kommune kalundborg kommune lejre kommune odsherred kommune rosklde kommune solrød kommune vallensbæk

Læs mere

Analytisk modellering af 2D Halbach permanente magneter

Analytisk modellering af 2D Halbach permanente magneter Analytsk modellerng af 2D Halbach permanente magneter Kaspar K. Nelsen kak@dtu.dk, psjq@dtu.dk DTU Energ Konverterng og -Lagrng Danmarks Teknske Unverstet Frederksborgvej 399 4000, Rosklde, Danmark 17.

Læs mere

G Skriverens Kryptologi

G Skriverens Kryptologi G Skrverens Kryptolog Nels Juul Munch, Mdtsjællands Gymnasum Matematk Indlednng I den foregående artkel G Skrverens Hstore blev det hstorske forløb om G Skrveren beskrevet og set sammenhæng med Sverges

Læs mere

Fysik 3. Indhold. 1. Sandsynlighedsteori

Fysik 3. Indhold. 1. Sandsynlighedsteori Fysk 3 Indhold Termodynamk John Nclasen 1. Sandsynlghedsteor 1.1 Symboler 1.2 Boolsk Algebra 1.3 Betngede Udsagn 1.4 Regneregler 1.5 Bayes' formel 2. Fordelnger 2.1 Symboler 2.2 Bnomal Fordelngen 2.3 ultnomal

Læs mere

Motivationseffekten af aktivering

Motivationseffekten af aktivering DET SAMFUNDSVIDENSKABELIGE FAKULTET KØBENHAVNS UNIVERSITET Kanddatspecale Bran Larsen Motvatonseffekten af aktverng Vejleder: Anders Holm Afleveret den: 03/03/06 Indholdsfortegnelse 1. Indlednng... 1 2.

Læs mere

RESEARCH PAPER. Nr. 7, Prisoptimering i logitmodellen under homogen og heterogen forbrugeradfærd. Jørgen Kai Olsen

RESEARCH PAPER. Nr. 7, Prisoptimering i logitmodellen under homogen og heterogen forbrugeradfærd. Jørgen Kai Olsen RESEARCH PAPER Nr. 7, 23 Prsotmerng logtmodellen under homogen og heterogen forbrugeradfærd af Jørgen Ka Olsen INSTITUT FOR AFSÆTNINGSØKONOMI COPENHAGEN BUSINESS SCHOOL SOLBJERG PLADS 3, DK-2 FREDERIKSBERG

Læs mere

Import af biobrændsler, er det nødvendigt?

Import af biobrændsler, er det nødvendigt? Vktor Jensen, sekretaratsleder Danske Fjernvarmeværkers Forenng Import af bobrændsler, er det nødvendgt? Svaret er: Nej, kke ud fra et ressourcemæssgt og kapactetsmæssgt synspunkt. Men ud fra et kommercelt

Læs mere