Eksamen på Økonomistudiet 2006-II. Tag-Med-Hjem-Eksamen. Makroøkonomi, 2. årsprøve, Økonomien på langt sigt. Efterårssemestret 2006
|
|
- Hans Bech
- 6 år siden
- Visninger:
Transkript
1 Eksamen på Økonomistudiet 2006-II ag-med-hjem-eksamen Makroøkonomi, 2. årsprøve, Økonomien på langt sigt Efterårssemestret 2006 Udleveres tirsdag den 2. januar 2007, kl Afleveres torsdag den 4. januar 2007, senest kl på: Eksamenskontoret, Center for Sundhed og Samfund (CSS) Det Samfundsvidenskabelige Fakultet, Øster Farimagsgade 5, opg. B, 1. sal, 1353 K Der er fokus på at undgå tilfælde af eksamenssnyd: I tilfælde af formodet eksamenssnyd, der bemærkes af fagenes eksamensadministration, af eksamenstilsynet eller af faglæreren, foretager studielederen en foreløbig undersøgelse af sagen. Dette foregår ved indhentning af udtalelse fra faglæreren, evt. fra eksamenstilsynet, og ved samtale med den studerende. Hvis studielederen finder formodningen om snyd bestyrket, indberetter han forholdet til rektor. Den studerende skal under studiet og eksamenerne efterleve reglerne om videnskabelig redelighed. Videnskabelig uredelighed foreligger, når der ved forfalskning, plagiering, fortielse eller på anden måde vildledes om den pågældendes egne indsats eller resultater, eller når en anden studerende bistås hermed. Eksempelvis betragtes manglende kildeangivelser i skriftlige opgaver som fortielser. Forsøg på at snyde behandles på samme måde som gennemførte snyderier. Rektor har følgende sanktionsmuligheder: ildeling af advarsel Bortvisning fra eksamen Bortvisning fra universitetet for en begrænset periode eller permanent. Det Samfundsvidenskabelige Fakultet, Studie- og eksamenskontoret, Oktober
2 Eksamensopgave Økonomien på langt sigt 2 Opgave: Solow-modellen med en sundhedssektor Denne eksamen består af nedenstående opgave, hvortil hører et datamateriale i form af abel 1.abellen kan findes som et Excel regneark på Bagest i dette dokument findes en afleveringsforside. I pensumbogen testes Solow-modellen med humankapital empirisk, og vi finder, at en stor del af variationen i BNP per arbejder på tværs af lande kan forklares af forskelle i opsparingskvoter i fysisk kapital og humankapital samt i befolkningsvækstrater. I denne opgave udvides Solow-modellen med sundhedsydelser for at teste, om forskelle i sundhedsudgifter landene imellem kan hjælpe yderligere til at forklare indkomstforskellene i verden. I modellen vil sundhedsydelser være en flowvariabel som f.eks. forbrug, men ydelserne vil indgå direkte i produktionsfunktionen på samme måde som f.eks. ydelser fra kapital og arbejdskraft. I praksis finansieres sundhedsudgifter både offentligt gennem skatter og privat ud af folks egen lomme. I datamaterialet i abel 1 omfatter sundhedsudgifter derfor både offentlige og private udgifter til sundhed. I den teoretiske model indgår en pris på sundhedsydelser, der antages at svare til marginalværdien af disse ydelser. Denne pris kan fortolkes som en ren markedspris (evt. en forsikringspræmie), hvis markedet for sundhedsydelser er privatiseret, eller den kan fortolkes som en brugerbetaling, hvis sundhedsydelser produceres i offentligt regi. Man kan evt. også fortolke modellen sådan, at det offentlige på borgernes vegne via skatteopkrævning køber sundhedsydelserne af private udbydere. Modellen er givet ved ligning (1)-(5): Y t = Z θ t K t (A t L t ) 1 θ, 0 <<1, 0 <θ<1 og + θ<0. (1) Z t = s Z Y t, 0 <s Z < 1 (2) K t+1 K t = s K Y t δk t, 0 <s K < 1 (3)
3 Eksamensopgave Økonomien på langt sigt 3 L t+1 =(1+n) L t (4) A t+1 =(1+g) A t (5) Z t betegner det samlede input af sundhedsydelser i periode t, θ er produktionens (konstante) elastisitet mht. til sundhedsydelser, s Z betegner den konstante andel af den samlede indkomst (BNP), der benyttes til sundhedsudgifter, og s K er den andel af indkomsten, der opspares i fysisk kapital. Resten af variabelbetegnelserne er som i pensumbogen. I den følgende analyse vil vi for en given variabel, X t,brugex t = X t L t som betegnelse forvariablenperarbejderog x t = X t A tl t som betegnelse for variablen per effektiv arbejder. Samtidig vil gt x =lnx t ln x t 1 betegne den aproksimative vækstrate i x t. Det antages at der er perfekt konkurrence på markederne for ydelser fra fysisk kapital, sundhedsydelser samt arbejdskraft. Spørgsmål 1. Udled udtryk for aflønningen af henholdsvis K t, L t og Z t, idet disse faktorpriser benævnes henholdsvis r t, w t og j t, og giv en intuitiv fortolkning af disse udtryk. Vis derefter, at faktorindkomsterne som andel af samlet produktion (dvs. r t K t /Y t, w t L t /Y t og j t Z t /Y t ) er konstante og givet ved henholdsvis, 1 θ og θ, og sammenlign med tilsvarende udtryk i Solow-modellen uden sundhedsydelser. Spørgsmål 2. Vis at (1) kan omskrives til Vis derefter ved at benytte (6) og (2) at ỹ t = k t z θ t (6) ỹ t = k t s θ Z (7) Brug dette udtryk samt modellens øvrige ligninger til at vise at dynamikken i modellen kan repræsenteres ved følgende Solow-ligning: 1 k t+1 = s K k t (1 + n)(1+g) s θ Z +(1 δ) k t (8)
4 Eksamensopgave Økonomien på langt sigt 4 Illustrér i et ³ kt, t+1 k -diagram og vis at givet et initialt k 0 > 0 vil der altid være konvergens mod modellens ikke-trivielle steady state, k. Beskriv konvergensprocessen med ord. Vis at ỹ t konvergerer mod steady-state værdien ỹ = s K n + g + δ + ng 1 θ s θ Z Spørgsmål 3. Lad forbrug i periode t være givet ved C t = (1 s K s Z ) Y t.vis at økonomien følger balanceret vækst i steady state. I forbindelse med dette ønskes en udledning af steady state udtryk for w t, r t, y t, K t /Y t,ogc t. Derudover ønskes en udledning af steady state-værdien for prisen på sundhedsydelser j t. Spørgsmål 4. Find de værdier af s Z og s K som maksimerer c. Giv en intuitiv forklaring af de to effekter af en stigning i s Z på ec. Spørgsmål 5. Vis at den naturlige logaritme til BNP per arbejder i steady state er givet ved ln y =lna t + 1 θ (ln s θ K ln (n + g + δ + ng)) + 1 θ ln s Z (9) Hvad er effekterne af en stigning i hhv. s K, n, ogs Z på y? Forklar intuitionen bag hver effekt. Idet empirien tyder på, at lønandelen 1 θ erca.2/3,ogidetvisamtidigikkehar nogen kvalificeret a priori forventning mht. størrelserne af og θ, vil vi antage følgende parameterværdier som teoretisk benchmark i de efterfølgende estimationer: 1 θ =2/3, =1/6 og θ =1/6. Spørgsmål 6. Vis at (9) givet de rette antagelser (hvilke?) giver anledning til at opstille følgende estimationsligning: ln y i 2000 = β 0 + β 1 ln s i K ln n i +0, β 2 ln s i Z (10)
5 Eksamensopgave Økonomien på langt sigt 5 Benyt data i abel 1 til at foretage en OLS-regression af ligning (10). Sammenlign de estimerede koefficienter med de koefficienter, som følger af vores teoretiske benchmark. Beregn også de implicerede værdier af, θ og 1 θ udfra estimaterne af β 1 og β 2. Sammenlign med den tilsvarende estimation af steady state-ligningen i den generelle Solow-model (kapitel 5 i pensumbogen). Kan man sige, at modellen med sundhedsydelser klarer sig bedre eller dårligere empirisk, eller er det ikke muligt at sige noget om dette? Sammenlign derefter med den tilsvarende estimation i Solow-modellen med humankapital (kapitel 6 i pensumbogen). Spørgsmål 7. Vis ved brug af (8) og andre nødvendige ligninger at en linearisering omkring steady state fører til følgende approksimative udtryk for den gennemsnitlige vækst i BNP per arbejder mellem periode 0 og (hvert trin i lineariseringen samt nødvendige approksimationer ønskes forklaret): ln y ln y 0 hvor λ = = ln A ln A 0 1 (1 λ) + 1 (1 λ) + ln A 0 + θ 1 θ ln s Z ln y 0 1 θ [ln s K ln (n + g + δ + ng)] (11) 1 1 θ (n + g + δ + ng) 1 θ (n + g + δ) (12) (1 + n)(1+g) 1 θ 1 θ Hvordan afhænger væksten af henholdsvis s K, s Z og y 0? Forklar intuitionen bag disse modelsammenhænge. Spørgsmål 8. Estimer ligning (11) ved brug af OLS og data fra abel 1. Kommenter på estimationsresultaterne. Hvad kan der være af årsager til, at koefficienten foran ln s Z - leddet ikke er signifikant? (Vink: Se definitionen af s Z i abel 1. Over hvilken periode er s Z defineret?). Givet den måde data er konstrueret på, hvorfor giver steady state-ligningen (10) et mere signifikant estimat af denne koefficient?
6 Eksamensopgave Økonomien på langt sigt 6 Modellen udvides nu med humankapital, idet produktionsfunktionen (1) udskiftes med Y t = Z θ t K t H ϕ t (A t L t ) 1 θ ϕ, + θ + ϕ<1 (13) Samtidig tilføjes den nye ligning H t+1 H t = s H Y t δy t (14) hvor s H er opsparingskvoten i humankapital. Udfra den udvidede model bestående af ligningerne (13), (14), (2), (3), (4) og (5) kan der nu udledes to differensligninger i henholdsvis k t og h t,ogderkanfindes udtryk for k, h og ỹ. Udregningen af disse udtryk er relativt omfattende, og derfor kræves de nødvendige mellemregninger for at nå frem til ỹ ikke i denne opgave. Det kan oplyses, at steady state vækstbanen for BNP per arbejder er givet ved y t = A t s ϕ 1 ϕ θ H s 1 ϕ θ K 1 n + g + δ + ng ϕ+ 1 ϕ θ θ+ϕ+ sz 1 ϕ θ (15) Spørgsmål 9. Giv et bud på hvilke a priori-værdier af, ϕ og θ man med rimelighed kan forvente? Med udgangspunkt i (15) samt data fra abel 1 ønskes en empirisk analyse af Solow-modellen med humankapital og sundhedsydelser. Der ønskes en estimation af modellens steady-state ligning (analogien til (10)), en beregning af estimater for parametrene, ϕ og θ samt en sammenligning med de relevante estimater og empiriske tests foretaget i spørgsmål 6. Endelig ønskes en sammenligning med relevante ligninger og estimater i Solow-modellen med human kapital, men uden sundhedsydelser, jævnfør pensumbogens kapitel 6.
7 Eksamensopgave Økonomien på langt sigt 7 Eksamensnummer: Makroøkonomi, 2. årsprøve: Økonomien på langt sigt Vinter 2006/2007 Afleveringsdato: 4. januar 2007 Antal sider inkl. denne forside:
Eksamen på Økonomistudiet 2009-I. Makro 2. Udleveres d. 14. januar kl. 10.00 A everes d. 16. januar kl.10.00
Eksamen på Økonomistudiet 2009-I Makro 2 2. årsprøve Udleveres d. 14. januar kl. 10.00 A everes d. 16. januar kl.10.00 Der er fokus på at undgå tilfælde af eksamenssnyd I tilfælde af formodet eksamenssnyd,
Læs mere1 α K = A t, (SS1) n + g + δ eller: ln yt =lna t +
Tag Med-Hjem-Eksamen Makroøkonomi,. Årsprøve Efterårssemestret 5 Udleveres mandag den. januar, 6, kl. 10. Afleveres onsdag den 4. januar, 6, senest kl. 10. på: Eksamenskontoret, Center for Sundhed og Samfund
Læs mereSlides til Makro 2, Forelæsning oktober 2006 Chapter 5, anden halvdel
DEN FULDSÆNDIGE SOLOW-MODEL Y t = K α t (A t L t ) 1 α, Slides til Makro 2, Forelæsning 7 26 oktober 2006 Chapter 5, anden halvdel r t = αk α 1 t (A t L t ) 1 α = α Ã Kt A t L t! α 1, Ã! α w t =(1 α) Kt
Læs mereMAKRO 2 DEN FULDSTÆNDIGE SOLOW-MODEL. Y t = K α t (A t L t ) 1 α, (A t L t ) 1 α = α. r t = αk α 1. A t L t. w t =(1 α) Kt α L α. A t, 2.
DEN FULDSÆNDIGE SOLOW-MODEL Y t = K α t ( ) 1 α, MAKRO 2 2. årsprøve r t = αk α 1 t ( ) 1 α = α Ã Kt! α 1, Ã! α w t =(1 α) Kt α L α t A 1 α Kt t =(1 α) A t, S t = sy t, Forelæsning 4 Kapitel 5 og 6 K t+1
Læs mereMAKRO 2 DEN GENERELLE SOLOWMODEL = SOLOW-MODELLEN. Tilbage til lukket økonomi. 2. årsprøve. Forelæsning 3. Kapitel 5
DEN GENERELLE SOLOWMODEL = SOLOW-MODELLEN ilbage til lukket økonomi MAKRO 2 2 årsprøve Forelæsning 3 Kapitel 5 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen econkudk/okojacob/makro-2-f09/makro Basal Solowmodel: Ingen vækst
Læs mereSlides til Makro 2, Forelæsning 5 5. oktober 2006 Chapter 5
DEN GENERELLE SOLOWMODEL = SOLOW-MODELLEN Slides til Makro 2, Forelæsning 5 5 oktober 2006 Chapter 5 Peter Birch Sørensen og Hans Jørgen Whitta-Jacobsen September 29, 2006 Tilbage til lukket økonomi Basal
Læs mereSlides til Makro 2, Forelæsning 8 24. oktober 2005 Chapter 6
SOLOW-MODELLEN MED HUMAN KAPITAL Slides til Makro 2 Forelæsning 8 24 oktober 2005 Chapter 6 Y t = K α t H ϕ t (A tl t ) r t = α w t =(1 α)! α 1! ϕ Kt Ht A t L t A t L t! α Kt Ht A t L t A t L t! ϕ A t
Læs mereSlides til Makro 2, Forelæsning oktober 2006 Chapter 6
INTRO TIL CHAPTER 6 Slides til Makro 2 Forelæsning 8 26 oktober 2006 Chapter 6 Peter Birch Sørensen og Hans Jørgen Whitta-Jacobsen October 25 2006 1 Solow-modellens steady state-udsigelse: ln yt =lna t
Læs mereRegler om disciplinære foranstaltninger over for de studerende ved Syddansk Universitet
Regler om disciplinære foranstaltninger over for de studerende ved Syddansk Universitet (se også vejledningen nedenfor) Fastsat i henhold til 14, stk. 6 i lov nr. 403 af 28. maj 2003 om universiteter (Universitetsloven).
Læs mereSlides til Makro 2, Forelæsning 5 24. september 2004 Chapter 5
DEN GENERELLE SOLOWMODEL (SOLOW-MODELLEN) Slides til Makro 2, Forelæsning 5 24 september 2004 Chapter 5 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen September 20, 2004 Tilbage til lukket økonomi Basal Solowmodel: Ingen
Læs mereUGESEDDEL 2 MAKROØKONOMI 1, Henrik Jensen Københavns Universitets Økonomiske Institut Hjemmeside:
UGESEDDEL 2 MAKROØKONOMI 1, 2003 M-Ø Henrik Jensen Københavns Universitets Økonomiske Institut Hjemmeside: www.econ.ku.dk/personal/henrikj/makro1-e2003/ I uge 37 (9/9 og 12/9) har vi gennemgået: I.a. Fakta
Læs mereMAKRO 2 ENDOGEN VÆKST BASERET PÅ R&D (F&U) OPSUMMERING:
ENDOGEN VÆKST BASERET PÅ R&D (F&U) OPSUMMERING: MAKRO 2 2. årsprøve I alle vores vækstmodeller - dem vi har set, og den vi skal se - er roden til langsigtet vækst i indkomst pr. mand: Teknologisk udvikling
Læs mereRettevejledning til Tag Med-Hjem-Eksamen Makroøkonomi, 2. Årsprøve Efterårssemestret 2005
Rettevejledning til Tag Med-Hjem-Eksamen Makroøkonomi,. Årsprøve Efterårssemestret 5 Der var to små slåfejl i opgaveteksten, som ikke skulle have givet anledning til problemer: I modellen midt på side
Læs mereSlides til Makro 2, Forelæsning september 2006 Chapter 3
DEN BASALE SOLOW-MODEL Y t = BKt α L 1 α t Slides til Makro 2, Forelæsning 3 21. september 2006 Chapter 3 r t = αb Ã! α 1 Kt L t w t =(1 α) B S t = sy t K t+1 K t = S t δk t, Ã! α Kt L t K 0 givet L t+1
Læs mereSOLOW MODELLEN Carl-Johan Dalgaard. Økonomisk Institut, Københavns Universitet. September 2003
SOLOW MODELLEN Carl-Johan Dalgaard Økonomisk Institut, Københavns Universitet September 2003 1. DISPOSITION 1. Den økonomiske ramme (a) Ramme antagelser og modellens ligninger (b) Modellens løsning 2 1.
Læs mereMAKRO 2 DEN BASALE SOLOW-MODEL. Y t = BK α t L 1 α. K t+1 K t = sy t δk t, L 0 givet. L t+1 =(1+n) L t, 2. årsprøve. r t = αb L t.
DEN BASALE SOLOW-MODEL Y t = BK α t L 1 α t MAKRO 2 K t+1 K t = sy t δk t, L t+1 =(1+n) L t, K 0 givet L 0 givet 2. årsprøve Forelæsning 4 Kapitel 3 og 4 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen econ.ku.dk/okojacob/makro-2-f07/makro
Læs mereForelæsning 1: Introduktion og Solow-modellen
Det Samfundsvidenskabelige Fakultet Forelæsning 1: og -modellen Jeppe Druedahl Økonomisk Institut blok 1 217 Dias 1/40 Velkommen til MakØk2 Vi skal studere samfundsøkonomien sammen BNP, forbrug, investeringer,
Læs mereSlides til Makro 2 Forelæsning 10 24. november 2003. Hans Jørgen Whitta-Jacobsen
Slides til Makro 2 Forelæsning 10 24. november 2003 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen 0 ENDOGEN VÆKST BASERET PÅ R&D (F&U) I alle vores vækstmodeller - dem vi har set, og den vi skal se - er roden til langsigtet
Læs mereHJEMMEOPGAVE 1 Makro 1, 2. årsprøve, foråret 2007 Peter Birch Sørensen (Opgave stillet i uge 9 med aflevering i uge 12)
HJEMMEOPGAVE 1 Makro 1, 2. årsprøve, foråret 2007 Peter Birch Sørensen (Opgave stillet i uge 9 med aflevering i uge 12) Opgave 1. Vurdér og begrund, hvorvidt følgende udsagn er korrekte: 1.1. En provenuneutral
Læs mereMAKROØKONOMI ØKONOMIEN PÅ LANGT SIGT. Mankiw kap. 3, 6, 7 & årsprøve, 2. semester
MAKROØKONOMI 1. årsprøve, 2. semester Forelæsning 2 Pensum: Mankiw kapitel 3 ØKONOMIEN PÅ LANGT SIGT Mankiw kap. 3, 6, 7 & 8. Husk grundlæggende forudsætning vedr. langt sigt: Priserne er fleksible. Statiske
Læs mereDenne eksamen består af Opgave 1, hvortil hører et datamateriale i form af Tabel til Opgave 1.
Tag Med-Hjem-Eksamen Makroøkonomi, 2. Årsprøve Efterårssemestret 2003 Udleveres mandag den 5. januar, 2004, kl. 0.00 Afleveres onsdag den 7. januar, 2004, senest kl..00 på Eksamenskontoret, St. Kanikkestræde
Læs mereTeknologiudnyttelse, Social Infrastruktur og indkomstforskelle på tværs af lande
Makroøkonomi 1, 10/10 2003 Henrik Jensen Teknologiudnyttelse, Social Infrastruktur og indkomstforskelle på tværs af lande Romer modellen, er model for verden : Prøver at besvare hvordan tekniske fremstår
Læs mereØkonometri 1. Dagens program. Den multiple regressionsmodel 18. september 2006
Dagens program Økonometri Den multiple regressionsmodel 8. september 006 Opsamling af statistiske resultater om den simple lineære regressionsmodel (W kap..5). Den multiple lineære regressionsmodel (W
Læs mereEksamen på Økonomistudiet 2009-II Makro 2, anden årsprøve Forårssemestret timers tag med-hjem-eksamen
Eksamen på Økonomistudiet 2009-II Makro 2, anden årsprøve Forårssemestret 2009 48 timers tag med-hjem-eksamen Udleveres onsdag den 3. juni 2009, kl. 10.00 fra fagets hjemme- og Absalonside. Afleveres fredag
Læs mereHjemmeopgave 3. Makro 1, 2. årsprøve, efteråret 2007 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen
Hjemmeopgave 3 Makro 1, 2. årsprøve, efteråret 2007 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen Opgavebesvarelse afleveres til holdlærer i uge 46. Opgave 1. Empirisk opgave I det vedlagte figurbilag gælder Figur 1 og
Læs mereKvantitativ betydning af naturlige ressourcer for vækst: Empiri og alternative former for produktionsfunktioner
Makroøkonomi 1, 31/10 2003 Henrik Jensen Kvantitativ betydning af naturlige ressourcer for vækst: Empiri og alternative former for produktionsfunktioner Forekomst af naturlige ressourcer i produktionsprocessen
Læs mereFag: Kvantitative metoder 2. Årsprøvefag maj Tag-hjem gruppeopgave
Eksamen på Økonomistudiet 2007-II Fag: Kvantitative metoder 2 Årsprøvefag 29. 30. maj 2007 Tag-hjem gruppeopgave Der er fokus på at undgå tilfælde af eksamenssnyd I tilfælde af formodet eksamenssnyd, der
Læs mere1. Fravær af stød. Jævn, forudsigelig udvikling i eksogene elementer. 2. Fravær af kortsigtede, nominelle prisstivheder.
MAKRO FOR DET LANGE SIGT MAKRO 2 2. årsprøve Forelæsning 1 Chapter 3 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen econ.ku.dk/okojacob/makro-2-f09/makro FÆNOMEN: Trends - ikke fluktuationer! MODEL: 1. Fravær af stød. Jævn,
Læs mereSimpel Lineær Regression: Model
Simpel Lineær Regression: Model Sidst så vi på simpel lineære regression. Det er en statisisk model på formen y = β 0 + β 1 x + u, hvor fejlledet u, har egenskaben E[u x] = 0. Dette betyder bl.a. E[y x]
Læs mereØkonometri 1. Den simple regressionsmodel 11. september Økonometri 1: F2
Økonometri 1 Den simple regressionsmodel 11. september 2006 Dagens program Den simple regressionsmodel SLR : Én forklarende variabel (Wooldridge kap. 2.1-2.4) Motivation for gennemgangen af SLR Definition
Læs mereForbrug og rente. Danmarks Statistik. Henrik Olesen 29. august 2000 Michael Andersen N. Arne Dam
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir* Henrik Olesen 29. august 2000 Michael Andersen N. Arne Dam Forbrug og rente 5HVXPp Papiret skitserer nogle forskellige metoder, som medfører, at renten vil
Læs mereØkonometri: Lektion 2 Multipel Lineær Regression 1/33
Økonometri: Lektion 2 Multipel Lineær Regression 1/33 Simpel Lineær Regression: Model Sidst så vi på simpel lineære regression. Det er en statisisk model på formen y = β 0 +β 1 x +u, hvor fejlledet u,
Læs mereRetningslinjer for studerende som skal til skriftlig eksamen på Samfundsvidenskab
Retningslinjer for studerende som skal til skriftlig eksamen på Samfundsvidenskab September 2013 Bemærk at denne vejledning er et tillæg til SDU s regelsæt for brug af computer ved skriftlige stedprøver.
Læs mereSammenligning af estimerede koefficienter i makroforbruget med beregnede strukturelle koefficienter
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir* Henrik Olesen 20. juli 2000 Sammenligning af estimerede koefficienter i makroforbruget med beregnede strukturelle koefficienter Resumé: Papiret sammenligner
Læs mereØkonometri: Lektion 2 Multipel Lineær Regression 1/27
Økonometri: Lektion 2 Multipel Lineær Regression 1/27 Multipel Lineær Regression Sidst så vi på simpel lineær regression, hvor y er forklaret af én variabel. Der er intet, der forhindre os i at have mere
Læs mereSupplerende dokumentation af boligligningerne
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir* Ralph Bøge Jensen 13. september 2010 Supplerende dokumentation af boligligningerne Resumé: Papiret skal ses som et supplement til den nye Dec09-ADAM dokumentation
Læs merePhillipskurven: Inflation og arbejdsløshed
Phillipskurven: Inflation og arbejdsløshed Vores udgangspunkt er AS-kurven, dvs. relationen mellem prisniveau og output så der er ligevægt på arbejdsmarkedet, og der har følgende form P = ( + µ) P e F
Læs mereØkonometri 1. Inferens i den lineære regressionsmodel 2. oktober Økonometri 1: F8 1
Økonometri 1 Inferens i den lineære regressionsmodel 2. oktober 2006 Økonometri 1: F8 1 Dagens program Opsamling om asymptotiske egenskaber: Asymptotisk normalitet Asymptotisk efficiens Test af flere lineære
Læs mere1 Ensidet variansanalyse(kvantitativt outcome) - sammenligning af flere grupper(kvalitativ
Indhold 1 Ensidet variansanalyse(kvantitativt outcome) - sammenligning af flere grupper(kvalitativ exposure) 2 1.1 Variation indenfor og mellem grupper.......................... 2 1.2 F-test for ingen
Læs mereInformation til studerende som skal til skriftlig eksamen på Samfundsvidenskab
Information til studerende som skal til skriftlig eksamen på Samfundsvidenskab Bemærk at disse retningslinjer er et tillæg til SDU s regelsæt for brug af computer ved skriftlige stedprøver Når du tilmelder
Læs meregrupper(kvalitativ exposure) Variation indenfor og mellem grupper F-test for ingen effekt AnovaTabel Beregning af p-værdi i F-fordelingen
1 Ensidet variansanalyse(kvantitativt outcome) - sammenligning af flere grupper(kvalitativ exposure) Variation indenfor og mellem grupper F-test for ingen effekt AnovaTabel Beregning af p-værdi i F-fordelingen
Læs mereØKONOMISKE PRINCIPPER B
ØKONOMISKE PRINCIPPER B Forelæsning til studiepraktik baseret på Mankiw kap. 3: National Income: Where It Comes From and Where It Goes Kamilla Holmgaard, Jesper Linaa De Økonomiske Råd / Københavns Universitet
Læs mereMAKRO årsprøve. Forelæsning 1, forår Mankiw kapitel 1, 2 samt starten af kapitel 3. Peter Birch Sørensen
MAKRO 1 2. årsprøve Forelæsning 1, forår 2007 Mankiw kapitel 1, 2 samt starten af kapitel 3 Peter Birch Sørensen Kursushjemmeside: www.econ.ku.dk/pbs/courses.htm PENSUM og PLAN PENSUM N. Gregory Mankiw:
Læs mereForbrugsfunktionen i BOF5
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir* Henrik Christian Olesen 9. februar 1999 Forbrugsfunktionen i BOF5 Resumé: Papiret gennemgår forbrugsfunktionen i BOF5 (Bank of Finland). Baseret på et discussion
Læs mereMAKROØKONOMI AS-AD ANALYSEN. Fra Kapitel 9: hvad angav hhv. SRAS, LRAS og AD? 1. årsprøve, 2. semester. Forelæsning 11.
AS-AD ANALYSEN MAKROØKONOMI Fra Kapitel 9: hvad angav hhv. SRAS, LRAS og AD? 1. årsprøve, 2. semester Forelæsning 11 Aggregeret udbud Pensum: Mankiw kapitel 13 Claus Thustrup Kreiner www.econ.ku.dk/cth/makro.htm
Læs mereEffekten af indvandring på indfødte danskeres løn og beskæftigelse
d. 22.05.2017 Brian Krogh Graversen (DØRS) Effekten af indvandring på indfødte danskeres løn og beskæftigelse I kapitlet Udenlandsk arbejdskraft i Dansk Økonomi, forår 2017 analyseres det, hvordan indvandringen
Læs mereBaggrundsnotat: Søskendes uddannelsesvalg og indkomst
17. december 2013 Baggrundsnotat: Søskendes uddannelsesvalg og indkomst Dette notat redegør for den økonometriske analyse af indkomstforskelle mellem personer med forskellige lange videregående uddannelser
Læs mereHjemmeopgave 3. Makro 1, 2. årsprøve, efteråret 2006 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen
Hjemmeopgave 3 Makro 1, 2. årsprøve, efteråret 2006 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen Opgavebesvarelse afleveres til holdlærer i uge 49. Opgave 1. Empirisk opgave Redegør for indholdet af Okun s lov. På basis
Læs mereØkonomisk Kandidateksamen Makro 1, 2. årsprøve, efterårssemestret 2006
Økonomisk Kandidateksamen Makro 1, 2. årsprøve, efterårssemestret 2006 (Tre-timers prøve uden hjælpemidler) Alle spørgsmål ønskes besvaret. Ved vurderingen vægter alle delspørgsmål lige meget. Opgave 1
Læs mereØKONOMISKE PRINCIPPER B
ØKONOMISKE PRINCIPPER B Forelæsning til studiepraktik baseret på Mankiw kap. 3: National Income: Where It Comes From and Where It Goes Jesper Linaa De Økonomiske Råd / Københavns Universitet Oktober 2016
Læs mereReaktionskinetik - 1 Baggrund. lineære og ikke-lineære differentialligninger. Køreplan
Reaktionskinetik - lineære og ikke-lineære differentialligninger Køreplan 1 Baggrund På 2. eller 4. semester møder kemi/bioteknologi studerende faget Indledende Fysisk Kemi (26201/26202). Her behandles
Læs mereOpgaver til kapitel 3
Opgaver til kapitel 3 3.1 En løber er interesseret i at undersøge om hendes løbeur er kalibreret korrekt. Hun udmåler derfor en strækning på præcis 1000 m og løber den 16 gange. For hver løbetur noterer
Læs mereØkonometri 1 Efterår 2006 Ugeseddel 11
Økonometri 1 Efterår 2006 Ugeseddel 11 Program for øvelserne: Gruppearbejde og plenumdiskussion Introduktion til SAS øvelser SAS øvelser Øvelsesopgave: Paneldata estimation Sammenhængen mellem alder og
Læs mereUddybende beregninger til Produktivitetskommissionen
David Tønners Uddybende beregninger til Produktivitetskommissionen I forlængelse af mødet i Produktivitetskommissionen og i anledning af e-mail fra Produktivitetskommissionen med ønske om ekstra analyser
Læs mereEpidemiologi og biostatistik. Uge 3, torsdag. Erik Parner, Institut for Biostatistik. Regressionsanalyse
Epidemiologi og biostatistik. Uge, torsdag. Erik Parner, Institut for Biostatistik. Lineær regressionsanalyse - Simpel lineær regression - Multipel lineær regression Regressionsanalyse Regressionsanalyser
Læs mereOrdensregler og regler for akademisk redelighed, herunder disciplinære foranstaltninger
Ordensregler og regler for akademisk redelighed, herunder disciplinære foranstaltninger I medfør af 14, stk. 9, i Universitetsloven (Lbk. nr. 695 af 22.6.2011) fastsættes følgende reglement: 1. Reglerne
Læs merefundament for AGL Charlotte Bruun 28. marts, 2007 Lektor Institut for Økonomi, Politik og Forvaltning Aalborg Universitet
Lektor Institut for Økonomi, Politik og Forvaltning Aalborg Universitet empiriske AGL 28. marts, 2007 empiriske empiriske Makroøkonometriske AGL kalibrering dynamiske AGL Den offentlige sektor AGL empiriske
Læs mereHjemmeopgave 3. Makroøkonomi, 1. årsprøve, foråret 2005 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen
Hjemmeopgave 3 Makroøkonomi, 1. årsprøve, oråret 2005 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen Opgavebesvarelse aleveres til holdlærer i uge 18. Opgave 1 Vurdér og begrund om hvert a ølgende udsagn er korrekt: 1.1
Læs mereØkonometri 1. Dagens program. Den simple regressionsmodel 15. september 2006
Dagens program Økonometri Den simple regressionsmodel 5. september 006 Den simple lineære regressionsmodel (Wooldridge kap.4-.6) Eksemplet fortsat: Løn og uddannelse på danske data Funktionel form Statistiske
Læs mereReestimation af importrelationer
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir Nis Mathias Schulte Matzen 28. november 211 Reestimation af importrelationer Resumé: Papiret estimerer import relationerne på to forskellige datasæt. Et korrigeret
Læs mereMarkante sæsonudsving på boligmarkedet
N O T A T Markante sæsonudsving på boligmarkedet 9. marts 0 Denne analyse estimerer effekten af de sæsonudsving, der præger prisudviklingen på boligmarkedet. Disse priseffekter kan være hensigtsmæssige
Læs mereEpidemiologi og biostatistik. Uge 3, torsdag. Erik Parner, Afdeling for Biostatistik. Eksempel: Systolisk blodtryk
Eksempel: Systolisk blodtryk Udgangspunkt: Vi ønsker at prædiktere det systoliske blodtryk hos en gruppe af personer. Epidemiologi og biostatistik. Uge, torsdag. Erik Parner, Afdeling for Biostatistik.
Læs mereReferat : af Gruppearbejde Økonometri1 øvelsestime ugeseddel 7 dato 26/3 2003, Hold 4
Referat : af Gruppearbejde Økonometri1 øvelsestime ugeseddel 7 dato 26/3 2003, Hold 4 Spm1 Den udvidede model med de to strukturelle variable sk og sh: g i (60-00) = B 0 + B 1 *log(y i ) + B 2 [ log(sk
Læs mereKvantitative Metoder 1 - Efterår Dagens program
Dagens program Estimation: Kapitel 9.7-9.10 Estimationsmetoder kap 9.10 Momentestimation Maximum likelihood estimation Test Hypoteser kap. 10.1 Testprocedure kap 10.2 Teststørrelsen Testsandsynlighed 1
Læs mereAnvendt Statistik Lektion 8. Multipel Lineær Regression
Anvendt Statistik Lektion 8 Multipel Lineær Regression 1 Simpel Lineær Regression (SLR) y Sammenhængen mellem den afhængige variabel (y) og den forklarende variabel (x) beskrives vha. en SLR: ligger ikke
Læs mereMAKRO 2 MAKRO FOR DET LANGE SIGT FÆNOMEN: MODEL: 2. årsprøve. Forelæsning 2. Chapter 3. Hans Jørgen Whitta-Jacobsen
MAKRO FOR DET LANGE SIGT FÆNOMEN: MAKRO 2 2. årsprøve Forelæsning 2 Chapter 3 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen econ.ku.dk/okojacob/makro-2-f07/makro Trend i vigtige, aggregerede økonomiske variable. Fx...?
Læs mereENLYNOVERSIGT ØKONOMI 1 (MAKRO DELEN)
ØKONOMI 1 (MAKRO DELEN) ENLYNOVERSIGT Carl-Johan Dalgaard Økonomisk Institut, Københavns Universitet KURSETSFORMÅLIENFIGUR 10,5 10 9,5 9 lngdp 8,5 8 7,5 7 1901 1911 1921 1931 1941 1951 1961 1971 1981 1991
Læs mereRalph Bøge Jensen 20. december 2010. Lønligningen. Resumé:
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir* Ralph Bøge Jensen 20. december 2010 Lønligningen Resumé: Dette papir skal ses som et supplement til den nye Dec09- ADAM dokumentation, hvor nogle af de beregninger,
Læs mereFag: Kvantitative metoder 2. Årsprøvefag maj Tag-hjem gruppeopgave
Eksamen på Økonomistudiet 2008-II Fag: Kvantitative metoder 2 Årsprøvefag 29. 30. maj 2008 Tag-hjem gruppeopgave Der er fokus på at undgå tilfælde af eksamenssnyd I tilfælde af formodet eksamenssnyd, der
Læs mereEksamenssnyd Journalnr.: U0026-7-01-2-12 Ref.: LAEL Dato: 14. januar 2013
Eksamenssnyd og forstyrrende adfærd ved eksamen Ved eksamenssnyd forstås de tilfælde, hvor en eksaminand under en prøve Skaffer sig uretmæssig hjælp eller giver anden eksaminand hjælp til besvarelse, eller
Læs mereDet Teknisk-Naturvidenskabelige Basisår Computerstøttet Beregning Naturvidenskab - Datalogi/Software/Matematik E-OPG 3
Det Teknisk-Naturvidenskabelige Basisår 2003-2004 Computerstøttet Beregning Naturvidenskab - Datalogi/Software/Matematik 1 Introduktion E-OPG 3 Dette er den tredje store opgave, som skal danne grundlag
Læs mereIndberettet sager Indberettet sager Sag afvist Sag behandlet Antal Procent 100% 14% 86%
Modtager(e): Uddannelsesbåndet, uddannelseschefer Notat Internt notat: Eksamensnydesager 2012 Dette notat samler op på registrering af sager vedrørende eksamenssnyd i 2012 1. Overordnet set blev 110 sager
Læs mereHovedpointer fra undervisningen i Makro I
Hovedpointer fra undervisningen i Makro I Martin Nørgaard Petersen 3. november 208 Noten gennemgår kapitlerne -9 i Introducing Advanced Macroeconomics af P.B. Sørensen og H.J. Whitta-Jacobsen. Det bemærkes,
Læs mereØkonometri Lektion 1 Simpel Lineær Regression 1/31
Økonometri Lektion 1 Simpel Lineær Regression 1/31 Simpel Lineær Regression Mål: Forklare variablen y vha. variablen x. Fx forklare Salg (y) vha. Reklamebudget (x). Statistisk model: Vi antager at sammenhængen
Læs merePoul Thyregod, introslide.tex Specialkursus vid.stat. foraar Lad θ = θ(β) R k for β B R m med m k
Dagens program: Likelihoodfunktion, begreber : Mandag den 4. februar Den generelle lineære model score-funktion: første afledede af log-likelihood har middelværdien nul observeret information: anden afledede
Læs mereMatematik A. Højere handelseksamen. 1. Delprøve, uden hjælpemidler. kl. 9.00-14.00
Matematik A Højere handelseksamen 1. Delprøve, uden hjælpemidler kl. 9.00-10.00 hh101-mat/a-27052010 Torsdag den 27. maj 2010 kl. 9.00-14.00 Matematik A Prøven uden hjælpemidler Prøvens varighed er 1 time.
Læs mereKvantitative metoder 2
Kvantitative metoder 2 Specifikation og dataproblemer 30. april 2007 KM2: F21 1 Program for de to næste forelæsninger Emnet er specifikation og dataproblemer (Wooldridge kap. 9) Fejlleddet kan være korreleret
Læs mereEstimation og konfidensintervaller
Statistik og Sandsynlighedsregning STAT kapitel 4.4 Susanne Ditlevsen Institut for Matematiske Fag Email: susanne@math.ku.dk http://math.ku.dk/ susanne Estimation og konfidensintervaller Antag X Bin(n,
Læs mereEksempel Multipel regressions model Den generelle model Estimation Multipel R-i-anden F-test for effekt af prædiktorer Test for vekselvirkning
1 Multipel regressions model Eksempel Multipel regressions model Den generelle model Estimation Multipel R-i-anden F-test for effekt af prædiktorer Test for vekselvirkning PSE (I17) ASTA - 11. lektion
Læs mereEKSAMENSSNYD PROCEDURER OG SANKTIONER
EKSAMENSSNYD PROCEDURER OG SANKTIONER Guide for universitetets medarbejdere Vidste du, at alle ansatte på AU, der konstaterer eller har begrundet mistanke om eksamenssnyd, har pligt til at indberette det?
Læs mereUge 13 referat hold 4
Uge 13 referat hold 4 Gruppearbejde 1a: Er variablen kvotient inkluderet på en hensigtsmæssig måde? Der er to problemer med kvotient: 1) Den er trunkeret ved 6.9 og 10.0, løsningen er at indføre dummyer
Læs mereKvantitative metoder 2
Kvalitative egenskaber og dummyvariabler Kvantitative metoder 2 Dummyvariabler 28. marts 2007 Vi har (hovedsagligt) set på kvantitative variabler (løn, priser, forbrug, indkomst, )... Men hvad med kvalitative
Læs mereØkonometri 1. Oversigt. Mere om dataproblemer Gentagne tværsnit og panel data I
Oversigt Økonometri 1 Mere om dataproblemer Gentagne tværsnit og panel data I Info om prøveeksamen Mere om proxyvariabler og målefejl fra sidste gang. Selektion og dataproblemer Intro til nyt emne: Observationer
Læs mereKvantitative metoder 2
Kvantitative metoder Heteroskedasticitet 11. april 007 KM: F18 1 Oversigt: Heteroskedasticitet OLS estimation under heteroskedasticitet (W.8.1-): Konsekvenser af heteroskedasticitet for OLS Gyldige test
Læs mereBilag 7. SFA-modellen
Bilag 7 SFA-modellen November 2016 Bilag 7 Konkurrence- og Forbrugerstyrelsen Forsyningssekretariatet Carl Jacobsens Vej 35 2500 Valby Tlf.: +45 41 71 50 00 E-mail: kfst@kfst.dk Online ISBN 978-87-7029-650-2
Læs mereRegler om disciplinære foranstaltninger over for studerende ved Københavns Universitet (ordensreglerne)
Regler om disciplinære foranstaltninger over for studerende ved Københavns Universitet (ordensreglerne) Fastsat i henhold til 14, stk. 9 i lovbekendtgørelse nr. 367 af 25. marts 2013 om universitetsloven
Læs mereUge 43 I Teoretisk Statistik, 21. oktober Forudsigelser
Uge 43 I Teoretisk Statistik,. oktober 3 Simpel lineær regressionsanalyse Forudsigelser Fortolkning af regressionsmodellen Ekstreme observationer Transformationer Sammenligning af to regressionslinier
Læs mereBetydningen af konjunktur og regelændringer for udviklingen i sygedagpengemodtagere
DET ØKONOMISKE RÅD S E K R E T A R I A T E T d. 20. maj 2005 SG Betydningen af konjunktur og regelændringer for udviklingen i sygedagpengemodtagere Baggrundsnotat vedr. Dansk Økonomi, forår 2005, kapitel
Læs mereOm Inflation and Unemployment : Nærmere detaljer vedr. pris- og lønfastsættelsen og deres relation
Makroøkonomi 1, 25/11 2003 Henrik Jensen Om Inflation and Unemployment : Nærmere detaljer vedr. pris- og lønfastsættelsen og deres relation Prisfastsættelsen Modelantagelser: Monopolistisk konkurrence
Læs mereEksportørgevinst i eksportrelationen
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir* Ivanna Blagova 4. maj 2016 Eksportørgevinst i eksportrelationen Resumé: Nogle muligheder for at inkludere eksportørgevinst i eksportrelationen er undersøgt.
Læs mereKøbenhavns åbne Gymnasium
Københavns åbne Gymnasium Info om AT -Almen studieforberedelse Redaktion Nina Jensen Almen studieforberedelse Generel og overordnet beskrivelse. AT er et tværfagligt fag, hvor man undersøger en bestemt
Læs mereVelkommen til kurset. Teoretisk Statistik. Lærer: Niels-Erik Jensen
1 Velkommen til kurset Teoretisk Statistik Lærer: Niels-Erik Jensen Plan for i dag: 1. Eks: Er euro'en skæv? 4. Praktiske informationer 2. Eks: Regressionsmodel (kap. 1) 5. Lidt om kursets indhold 3. Hvad
Læs mereKøbenhavns åbne Gymnasium
Københavns åbne Gymnasium Generel information om AT Almen studieforberedelse - 2016 Redaktion Nina Jensen Almen studieforberedelse Hvad er AT? AT er en arbejdsmetode, hvor man undersøger en bestemt sag,
Læs mereAnalysestrategi. Lektion 7 slides kompileret 27. oktober 200315:24 p.1/17
nalysestrategi Vælg statistisk model. Estimere parametre i model. fx. lineær regression Udføre modelkontrol beskriver modellen data tilstrækkelig godt og er modellens antagelser opfyldte fx. vha. residualanalyse
Læs mereSusanne Ditlevsen Institut for Matematiske Fag susanne
Statistik og Sandsynlighedsregning 1 STAT kapitel 4.4 Susanne Ditlevsen Institut for Matematiske Fag Email: susanne@math.ku.dk http://math.ku.dk/ susanne 7. undervisningsuge, mandag 1 Estimation og konfidensintervaller
Læs mereOpgave 1: Mikro (20 point)
Københavns Universitet Det Naturvidenskablige Fakultet Økonomi 1, Matematik-Økonomi Studiet 4 timers prøve med hjælpemidler, 29. januar 2003. Alle opgaver skal besvares. Ved bedømmelsen vægtes alle spørgsmål
Læs mereOverheads til forelæsninger, mandag 5. uge På E har vi en mængde af mulige sandsynlighedsfordelinger for X, (P θ ) θ Θ.
Statistiske modeller (Definitioner) Statistik og Sandsynlighedsregning 2 IH kapitel 0 og En observation er en vektor af tal x (x,..., x n ) E, der repræsenterer udfaldet af et (eller flere) eksperimenter.
Læs mereAppendix 3: TSIV-korrektioner for modkausalitet
25/4-07, Martin Paldam Appendix 3: TSIV-korrektioner for modkausalitet Det følgende supplerer 11 regressioner fra et papir om ulandshjælpens effektivitet i Afrika (Paldam, 2007) med Two-Stage Instrument
Læs mereKapitel 11 Lineær regression
Kapitel 11 Lineær regression Peter Tibert Stoltze stat@peterstoltze.dk Elementær statistik F2011 1 / 1 Indledning Vi modellerer en afhængig variabel (responset) på baggrund af en uafhængig variabel (stimulus),
Læs mereEksamensregler ved Ilisimatusarfik
Eksamensregler ved Ilisimatusarfik 1 af 6 1. Eksamen 3 1.1. Generelt om eksamen 3 1.2. Undervisnings- og eksamenstilmelding og afmelding 3 1.3. Syge- og reeksamen 3 1.3.1. Sygeeksamen 3 1.3.2. Reeksamen
Læs mere