Biodiversitet, Sundhed og Usikkerhed En værdisætningsanalyse ved contingent ranking metoden

Save this PDF as:
 WORD  PNG  TXT  JPG

Størrelse: px
Starte visningen fra side:

Download "Biodiversitet, Sundhed og Usikkerhed En værdisætningsanalyse ved contingent ranking metoden"

Transkript

1 Biodiversitet, Sundhed og Usikkerhed En værdisætningsanalyse ved contingent ranking metoden Thomas Bue Bjørner, Jens Hauch og Svend Jespersen Arbejdspapir 2004:2 Sekretariatet udgiver arbejdspapirer, hvori der redegøres for tekniske, metodemæssige og/eller beregningsmæssige resultater. Emnerne vil typisk være knyttet til dele af formandskabets redegørelser. Sekretariatet har ansvaret for arbejdspapirerne. Peder Andersen Sekretariatschef

2 ISSN (Arbejdspapir - Det Økonomiske Råds Sekretariat) Tidligere udgivne arbejdspapirer: se sidste side. Fås ved henvendelse til: Det Økonomiske Råd Sekretariatet Adelgade 13, København K Tlf.: Fax: E-post: Hjemmeside: Signaturforklaring: Oplysning kan ikke foreligge/foreligger ikke. Som følge af afrundinger kan summen af tallene i tabellerne afvige fra totalen.

3 Biodiversity, Health and Uncertainty a Contingent Ranking Study Thomas Bue Bjørner and Jens Hauch Secretariat of the Danish Economic Council Svend Jespersen The Danish Welfare Commission Working paper 2004:2 Abstract: A contingent ranking study is carried out to estimate the value of biodiversity and health effects related to changes in the use of pesticides by the agricultural sector. The population of birds in the arable land is used as an indicator of biodiversity, while allergy is included as health attribute. With respect to biodiversity a fairly high annual willingness to pay (WTP) is found corresponding to between DKK per household for a one percent increase in the population of birds. In the theoretical literature a distinction is made between changes in a (known) risk and uncertainty with respect to the size of the risk. To measure the size of respondents aversion against uncertainty this distinction is included in the experiment by the inclusion of an uncertainty-interval around the expected change in number of allergy cases. Result suggests that WTP for the health attribute is up to 21-53% higher with uncertainty as compared to the WTP for changes in the health attribute that have a similar expected value, but where the effect is not uncertain. Keywords: pesticides, contingent ranking, biodiversity, health and uncertainty. JEL: D81, Q18, Q51 and Q57

4 Indholdsfortegnelse 1 Indledning Model, estimation og beregning af velfærdseffekter. 3 3 Data Estimationsresultater Validering og sammenligning med andre undersøgelser 16 6 Sammenfatning.. 20 Bilag 1 Uddrag af spørgeskema anvendt i undersøgelsen. 24

5 1. Indledning 1 I de senere år har der været øget fokus på, at regulering på miljøområdet så vidt muligt bør baseres på systematiske beskrivelser af miljøeffekterne og opgørelser af fordele og omkostninger i monetære enheder. I løbet af de sidste årtier er der i udlandet i stigende grad blevet udviklet og anvendt en række værdisætningsmetoder med henblik på at opgøre fordele af miljøforbedringer og andre offentlige goder i monetære enheder. Disse metoder anvendes også i Danmark, men i et mindre omfang end f.eks. i de øvrige nordiske lande. I dette arbejdspapir beskrives resultaterne af en værdisætningsundersøgelse, der belyser miljø- og sundhedsmæssige aspekter relateret til ændringer i brugen af pesticider i landbruget. Mere konkret ses på biodiversitet beskrevet ved ændringer i bestanden af markfugle, mens de sundhedsmæssige aspekter er repræsenteret ved ændringer i antallet af allergitilfælde i Danmark. Flertallet af tidligere (primært udenlandske) undersøgelser, der søger at belyse værdien af biodiversitet, fokuserer på bevarelse af en eller flere truede dyrearter. I stedet er det i denne undersøgelse valgt at fokusere på den monetære værdi, der kan knyttes til ændringer i bestanden af markfugle, fordi det gør det muligt at koble de estimerede værdier til resultater fra en række af modeller, der beskriver de økonomiske og biologiske konsekvenser af alternative metoder til regulering af landbrugets forbrug af pesticider. Denne analyse er beskrevet i Det Økonomiske Råd (2004). Mange konsekvenser af forurening er forbundet med videnskabelig usikkerhed, dvs. i bedste fald er konsekvenserne kun beskrevet ved hypoteser, der endnu ikke er tilstrækkeligt testet. Som eksempel er pesticider mistænkt for at have afledte negative sundhedseffekter, men det vurderes som usikkert, om det virkelig er tilfældet, og det er uklart, hvor alvorligt problemet i givet fald er (dvs. at doseresponse sammenhængen ikke er kendt). I sådanne situationer foreskriver f.eks. Rio-deklarationen og EU s unionstraktat, at reguleringen baseres på forsigtighedsprincippet. Forsigtighedsprincippet indebærer bl.a., at man bør gribe ind over for forurening, selv om der mangler viden om de præcise effekter af forureningen på miljø og mennesker. 1) I arbejdspapiret anvendes data indsamlet ved interviews. Det hertil anvendte spørgeskema er hovedsagelig udarbejdet af Svend Jespersen, mens de indsamlede data hovedsagelig er analyseret af Thomas Bue Bjørner. Jens Hauch har deltaget i hele projektperioden. Endvidere har Peder Andersen deltaget i planlægningen af projektet. Endelig vil forfatterne gerne takke Mickael Bech, Dorte Grinderslev og John Smidt for kommentarer til tidligere udkast. 1

6 I en reguleringssituation er det imidlertid hensigtsmæssigt med et mere præcist kendskab til, hvor stor vægt der skal tillægges aspekter, der er forbundet med videnskabelig usikkerhed versus aspekter, der ikke er forbundet med videnskabelig usikkerhed. Der er dog kun få udenlandske undersøgelser, der prøver at kvantificere den vægt, befolkningen tillægger videnskabelig usikkerhed. Inden for økonomisk litteratur skelnes mellem omkostningen ved kendte risici, såkaldt risikoaversion, og omkostningen ved ukendte risici, såkaldt uncertainty eller ambiguity aversion, jf. f.eks. Epstein (1999). Eksistensen af en aversion mod ukendte risici blev først dokumenteret af Ellsberg (1961), der fandt, at når personer skal vælge mellem flere alternativer, der alle har usikre konsekvenser, foretrækkes de alternativer, hvor de mulige konsekvenser optræder med en kendt sandsynlighed frem for dem, hvor sandsynligheden for de mulige konsekvenser er ukendt. Aversion over for kendte risici betegnes som risikoaversion, mens aversion over for ukendte risici / videnskabelig usikkerhed betegnes usikkerhedsaversion. 2 De fleste empiriske undersøgelser af omkostningerne ved risiko eller usikkerhed analyserer befolkningens risikoaversion, jf. f.eks. Harrison mfl. (2003). De få eksisterende empiriske studier af usikkerhedsaversion, f.eks. Kivi og Shogren (2002), analyserer situationer, hvor personer skal vælge mellem produkter, der kun afviger fra hinanden med hensyn til prisen og tilstedeværelsen af videnskabelig usikkerhed med hensyn til helbredskonsekvenserne forbundet med produkterne. Derved værdisættes alene usikkerhedsaversion. Det er imidlertid muligt at værdisætte befolkningens usikkerhedsaversion i sammenhæng med at andre aspekter, f.eks. naturkvalitet, bliver værdisat. Det er relevant, fordi mange sammenhænge, hvor forsigtighedsprincippet finder anvendelse, er kendetegnet ved, at usikkerheden om f.eks. sundhedsvirkningen af et kemisk stof kun er et blandt flere aspekter. Mere konkret er det i denne analyse søgt at værdisætte ændringer i biodiversiteten, ændringer i risiko for allergi og endelig usikkerhed om størrelsen af ændringen i risikoen for allergi. Værdisætningen foregår ved at bruge contingent ranking metoden. Dette er udført ved at bede et udsnit af befolkningen om at rangordne en række hypotetiske produkter med forskellige karakteristika i form af pris, afledte effekter på biodiversitet, sundhed samt usikkerhed om sundhedseffekten. Ud fra respondenternes rangorden kan det beregnes, hvilken vægt respondenterne har tillagt ændringer i de 2) Et eksempel på en kendt risiko er risikoen for at tabe i et spil roulette, der er kendetegnet ved, at alle udfald har en kendt objektiv sandsynlighed. Et eksempel på en ukendt risiko er risikoen for at tabe i et hestevæddeløb, hvor de objektive sandsynligheder er ukendte, og hvor spillerne baserer deres handlinger på subjektive sandsynligheder og ekspertudsagn i form af staldtips mv. 2

7 forskellige karakteristika, og der kan beregnes skyggepriser, der belyser de forskellige karakteristikas vægt. Contingent ranking metoden er nært beslægtet med contingent valuation, som hidtil har været den mest anvendte stated preference metode til at værdisætte offentlige goder. Sammenlignet med contingent valuation er contingent ranking kendetegnet ved, at man simultant kan værdisætte ændringer i forskellige miljø- og helbredseffekter. Begge metoder baserer sig på hypotetiske svar, hvilket betyder, at der er risiko for hypotetisk bias. I det næste afsnit beskrives kort den anvendte værdisætningsmetode. Data beskrives i afsnit 3, mens resultaterne beskrives i afsnit 4. I afsnit 5 sammenlignes resultaterne med tidligere udenlandske og danske undersøgelser. I afsnit 6 konkluderes. 2. Model, estimation og beregning af velfærdseffekter Det teoretiske grundlag for værdisætningsmetoder baseret på contingent ranking og choice experiments 3 kan føres tilbage til Lancaster s (1966) hedoniske modeller, hvor nytten af et gode antages at kunne opsplittes ved de forskellige karakteristika ved godet. Eksempelvis kan en boligs værdi opdeles på boligens størrelse, havens størrelse, antallet af badeværelser, beliggenhed mv. Ved estimation af data indsamlet ved contingent ranking tages endvidere udgangspunkt i random utility teorien, jf. Luce (1959) og McFadden (1973). I forhold til random utility teorien kan den indirekte nyttefunktion for hver respondent (U i ) opdeles dels i en observeret del (V i ), som normalt er givet ved en lineær funktion af en række karakteristika X, og dels i en stokastisk del (e ij ), som repræsenterer uobserverede forhold, der har betydning for det enkelte individs valg. Her angiver i individ, mens j er indeks for alternativ. U = V ( X ) + e = βx + e (1) ij ij ij ij ij ij Sandsynligheden for, at en respondent foretrækker et givet alternativ g, kan udtrykkes som sandsynligheden for, at nytten ved alternativ g er større end nytten ved alle andre alternativer: P[ U > U ), h g] = P[( V V ) > ( e e ), h g] (2) ig ih ig ih ih ig 3) I choice experiments udpeger respondenten kun det bedste af en række alternativer. I contingent ranking foretages en fuld rangorden af samtlige hypotetiske alternativer. 3

8 For at opstille et eksplicit udtryk for denne sandsynlighed er det nødvendigt at kende fordelingen af den uobserverede del af nyttefunktionen. Det antages normalt, at denne følger en Weibull (extreme-value) fordeling. Sandsynligheden for at vælge alternativ g er da givet ved den betingede logit model, jf. McFadden (1973): exp( Vig ) P( U > U, h g) = (3) ig ih J j = 1 exp( V ij ) Formel 3 kan direkte bruges til at estimere modeller, hvor respondenten udelukkende har angivet det bedste af de forskellige alternativer. Data indsamlet efter denne metode kaldes choice experiments. I contingent ranking angiver respondenterne ydermere, hvilket alternativ der anses for næstbedst, tredje bedst osv. Den ekstra information om agentens præferencer, der kommer til udtryk i den fulde rangorden af alternativer, kan anvendes i den såkaldte rank ordered logit model, jf. Beggs, Cardell og Hausman (1981), som er en videreudvikling af den betingede logit model. Således er sandsynligheden af en givet rangorden af alternativer givet ved: J exp( Vij ) P( Ui1 > Ui2 >... > UiJ ) = J = = (4) j 1 exp( Vik ) k j Parametrene i begge modeller kan estimeres ved maximum likelihood. De respektive log-likelihood funktioner er givet i henholdsvis ligning 5 og 6, hvor y ij er en dummy variabel, der har værdien én, hvis respondent i foretrækker alternativ j. log L = N J i= 1 j= 1 y ij log exp( Vij ) J exp( V ik ) k= j (5) 4

9 log L = N J i= 1 j= 1 log exp( Vij ) J exp( V ik ) k= j (6) En diskussion af fordele og ulemper ved contingent ranking sammenlignet med choice experiments og contingent valuation kan f.eks. findes i Hanley mfl. (2001). Hvis et af de pågældende karakteristika er en pris eller omkostning, kan de estimerede parametre bruges til at beregne velfærdseffekter i forbindelse med ændring af karakteristika. Lad være den estimerede parameter til indkomsten fratrukket prisen på at vælge pågældende alternativ svarende til den marginale nytte af penge mens Q ij er de øvrige karakteristika. 4 V ( X ) = λ ( indkomst p ) + βq + e (7) ij ij j ij Betalingsvilligheden (WTP) af en given ændring af et eller flere karakteristika ved et gode fra 0 til 1 er givet ved den kompenserede variation (CV): λ ( indkomst p + βq (8) 0 ) + βq0 = λ( indkomst p1 CV ) Det er vist af Hanemann (1984), at betalingsvilligheden ved en ændring fra 0 til 1 kan beregnes ved: ij 1 1 WTP = log( exp( V i 1)) log( exp( V i 0 )) λ i i (9) Formel 9 kan bruges til at beregne velfærdseffekter, hvor der forekommer adskillige simultane ændringer i kvaliteten af et givet gode. 5 Hvis der kun ses på en ændring i et enkelt karakteristika, reducerer formel 9 til følgende udtryk (givet at der er brugt en lineær nyttefunktion), hvor β er den estimerede parameter til j 4) Bemærk at individets indkomst ikke varierer mellem alternativer. Derfor kan identificeres alene ud fra variationer i prisen på det pågældende alternativ. Det er derfor ikke nødvendigt at kende de enkelte respondenters indkomst. 5) En ligning analog til (9) kan også opstilles til at beregne velfærdseffekten af en ændring i antallet af alternativer. Dette er ikke relevant i denne sammenhæng, men kan f.eks. bruges til at beregne velfærdseffekter ved at introducere et nyt (offentligt eller privat) gode. 5

10 pågældende karakteristika. WTP β j = (10) λ 3. Data Der er indsamlet contingent ranking data for 1000 respondenter ved direkte interviews i april 2004, som en del af GfK Danmarks omnibus. Hver respondent er blevet bedt om at rangordne 6 hypotetiske kemiske produkter til brug i landbruget med forskellige karakteristika i form af effekter på udgift til fødevarer, biodiversitet og sundhed. Valg af karakteristika og niveauerne af disse er dels sket på baggrund af fokusgruppe interviews og pretest, og dels ud fra hensynet til at kunne koble resultaterne vedrørende biodiversitet med output fra biologiske populationsmodeller. Følgende karakteristika er valgt: Udgift til fødevarer pr. måned uændret udgift -300 kr kr kr. Bestand af markfugle (bl.a. lærker) i Danmark halveret (-50 pct.) uændret (0 pct.) fordoblet (+100 pct.) Antal allergitilfælde pr. år i Danmark uændret 25 flere 0-50 flere 250 flere flere Intervallet for allergitilfælde (f.eks flere)er blevet præsenteret for respondenten som i bedste fald uændret i værste fald 500 flere. Intervallet skal repræsentere usikkerhed, så det kan vurderes, om respondenterne betragter flere allergitilfælde som værre end 250 allergitilfælde. Hvis dette er tilfældet tyder det på, at usikkerhed har en selvstændig negativ betydning for 6

11 respondenten. 6 Undersøgelsen er designet således, at halvdelen af respondenterne skulle rangordne 6 produkter med givne karakteristika, mens den anden halvdel rangordnede 6 andre produkter med nye kombinationer af karakteristika. Karakteristika for de 6 produkter for de to delsamples er beskrevet i tabel 1, mens dele af spørgeskemaet kan ses i bilag 1. 7 Tabel 1 Niveauer for karakteristika i de forskellige produkter Delsample Produkt Usikkerhed i forhold til allergitilfælde Forventet antal allergitilfælde Ændring i bestand af markfugle A B Månedlig udgift til fødevarer (kr.) (pct.) [0;500] [0;50] [0;500] [0;500] [0;50] Det fremgår, at for hvert sæt af produkter er der et produkt, som er helt domineret af et andet. Således er A5 bedre end A3, mens B3 er bedre end B1. Respondenter, der kan overskue opgaven med at rangordne 6 hypotetiske produkter med forskellige niveauer af karakteristika, må således formodes at rangordne A5 højere end A3, mens B3 bør rangordnes højere end B1. Respondenter, der ikke 6) Dette kan tolkes således, at respondenten har usikkerhedsaversion. Alternativt kan en negativ betydning af usikkerhed være udtryk for pessimisme, hvis respondenter f.eks. tolker som forventet 400 allergitilfælde. 7) De forskellige kombinationer af karakteristika i eksperimentet er lavet som et fractional factorial design, som sikrer, at man får størst mulig information af respondenternes svar. 7

12 har klaret dette konsistens test, må formodes at have haft svært ved at overskue opgaven og/eller har ikke været tilstrækkelig seriøse omkring opgaven. Af de 1000 respondenter var der en mindre gruppe på 28, som enten ikke angav en rangordning, eller hvor der var fejl i de leverede data (fejlindtastninger). Ca. 27 pct. af respondenterne svarede ikke som forventet i forhold til de dominerende alternativer (klarede ikke konsistens-testet). Sammenlignet med andre stated preference metoder har contingent ranking den fordel, at man for hver respondent får meget information. Med 6 alternativer giver hver respondent således sin unikke rangorden ud af i alt 6! = 720 mulige rangordner. Contingent ranking fordrer imidlertid også meget af respondenterne, og det er derfor ikke unormalt, at en række respondenter svarer forkert. Således finder Forster og Mourato (2002), at 17 pct. svarer forkert i forhold til dominerede alternativer. Den lavere andel af forkerte svar i Forster og Mourato kan muligvis skyldes, at der var færre alternativer, der skulle rangordens i Forster og Mourato s studie sammenlignet med denne undersøgelse. 8 Inden rangordningen af de forskellige produkter har respondenten læst en kort fakta beskrivelse, hvor det bl.a. fremføres at sprøjtemidler gør landbruget mere effektivt og fører til lavere priser på fødevarer sprøjtemidler kan være skadelige, men sprøjtemidler bliver forbudt, hvis de mistænkes for at være sundhedsfarlige de sidste 10 år er bestanden af markfugle som f.eks. lærker faldet med en fjerdedel 1 ud af 10 danskere lider af en form for allergi. Efter disse oplysninger er hver respondent blevet bedt om at angive, hvorvidt vedkommende er enig/uenig i en række udsagn vedrørende landbrug, miljø og sprøjtemidler. Disse spørgsmål er primært medtaget for at få respondenterne til at afveje forskellige problemstillinger omkring sprøjtemidler, inden de giver deres rangordning, og svarene på spørgsmålene indgår ikke i de efterfølgende estimationer. 4. Estimationsresultater I første omgang vises i tabel 2 estimationsresultater, hvor de forskellige karakteristika er kodet med deres nummeriske værdi (som angivet i tabel 1). Dog 8) Forster og Mourato (2002) havde kun 4 alternativer i deres ranking, mens der i dette studie er 6 alternativer. 8

13 er omkostningerne omregnet til årlige omkostninger i stedet for månedlige, således at der direkte findes årlige betalingsvilligheder. I den første resultatsøjle i tabel 2 er vist estimationsresultater, hvor alle respondenter er medtaget (bortset fra de 28 hvor ranking data ikke var til stede). Der er det forventede positive fortegn til bestanden af markfugle og de forventede negative fortegn til allergitilfælde og usikkerhed vedrørende allergitilfælde. Til gengæld er fortegnet til omkostninger insignifikant med det forkerte positive fortegn. Som beskrevet tidligere gav ca. ¼ af respondenterne en forkert rangorden i forhold til de dominerede alternativer. Det må forventes, at disse respondenter har bidraget til det forkerte fortegn til omkostningerne, jf. f.eks. Forster og Mourato (2002). Når man vælger et domineret alternativ, svarer det til, at man vil betale mere for mindre. I model 2 i tabel 2 er estimeret på et delsample, hvor kun de respondenter, der gav konsistent rangorden, er medtaget. I dette tilfælde fås det forventede negative fortegn til omkostninger, og parameteren er også signifikant. Alle følgende estimationer er derfor baseret på det delsample, der har givet konsistent rangorden i forhold til de dominerende alternativer. I model 1 og 2 er det alene niveauet af de forskellige karakteristika, som antages at have betydning for respondenternes rangorden. Givet at respondenterne er stillet overfor en relativ svær opgave, kan man forestille sig, at status quo scenariet uden ændringer i karakteristika (dvs. produkt 2 for delsample A) bliver relativt attraktivt for respondenterne, fordi det er nemmere at overskue. I model 3 er dette testet ved at medtage en dummyvariabel ( staquo1 ) for pågældende scenario. For delsample A har denne værdien 1 for produkt 2 og 0 for de øvrige produktvarianter. For delsample B er der ikke et egentligt status quo scenario, men der kan argumenteres for, at produkt 1 er tæt på. Dummyvariablen staquo2 har således værdien 1 for produkt 1 for delsample B. Det fremgår af model 3, at parametrene til de to status quo dummyvariabler begge er positive (dog kun signifikant forskellig fra nul for den rigtige status quo), hvilket indikerer, at status quo er ekstra attraktiv ud over det, der kan forklares ved selve niveauerne af karakteristika. Dette tolker vi som et udtryk for, at respondenten har været tiltrukket af status quo enten på grund af konservatisme eller fordi dette alternativ er nemt at overskue. 9

14 Tabel 2 Estimation af contingent ranking model for forskellige delsamples Hele samplet Alle (konsistente) Alle (konsistente) Høj indkomst Lav indkomst Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 staquo1 0,9573 ** 1,4791 ** 0,6423 ** (0,1339) (0,2739) (0,1897) staquo2 0,0906 0,2048 0,0157 (0,0921) (0,1344) (0,1736) birds ** 0,0116 ** 0,0106 ** 0,0113 ** 0,0104 ** (0,0005) (0,0006) (0,0006) (0,0009) (0,0009) allergy -0,0042 ** -0,0068 ** -0,0061 ** -0,0070 ** -0,0058 ** (0,0003) (0,0003) (0,0003) (0,0005) (0,0005) uncertain -0,2213 ** -0,4072 ** -0,3306 ** -0,3771 ** -0,2867 ** (0,0375) (0,0510) (0,0514) (0,0851) (0,0770) acost (*1000) 0,0005-0,0315 ** -0,0463 ** -0,0464 ** -0,0504 ** (0,0028) (0,0035) (0,0032) (0,0054) (0,0052) N LogL -6483,6-4229,4-4171,8-1727,2-1588,4 WTP for pct. fugle WTP for et allergitilfælde WTP vedr. usikkerhed allergi pr. pct. ændring fugle 1,5 1,7 1,7 1,6 1,8 Anm.: Standardafvigelser i parentes. Signifikans på 1 pct. angivet ved **, signifikans på 5 pct. angivet ved *. 10

15 Jævnfør formel 10 kan WTP beregnes ved at dividere parametrene til markfugle, allergi og usikkerhed med parameteren til omkostningen. De beregnede WTP er skrevet ind i tabellen. Beløbene skal tolkes som gennemsnitlig årlig betalingsvillighed pr. familie. De estimerede parametre i model 3 svarer således til, at hver familie vil være villig til at betale 230 kr. pr. år for at undgå en 1 pct. reduktion i bestanden af markfugle, mens den vil betale 133 kr. pr. år for at undgå et allergitilfælde i Danmark. Endelig fremgår det, at der er negativ betalingsvilje for usikkerhed (størrelsesordenen af denne vil blive diskuteret senere). De estimerede parametre kan også bruges til at udtrykke respondenternes afvejning mellem biodiversitet og helbred. Således modsvarer 1,7 allergitilfælde en ændring i bestanden af markfugle på én procent. Dette kan tolkes i retning af, at respondenterne har en relativ høj præference for menneskelig sundhed sammenlignet med biodiversitet. I model 4 og model 5 er estimationsresultater for delsamples bestående af respondenter med henholdsvis høj og lav husstandsindkomst. 9 Som man må forvente er betalingsvillighederne større for familier med høj indkomst. Det anbefales i store dele af litteraturen (jf. f.eks. Hanley mfl. (2001)), at der i choice experiments og contingent ranking altid bør medtages et status quo scenario for at sikre, at velfærdsestimaterne er i overensstemmelse med nyttemaksimering. Hvis et status quo scenario ikke medtages vil det i realiteten tvinge nogle af respondenterne til at vælge mellem alternativer, som de ikke ønsker. 10 I analyse af contingent ranking data anbefales det derfor at ignorere rangordener foretaget efter, at status quo scenariet er valgt. Som beskrevet tidligere, er der ikke et egentligt status quo scenario for delsample B, men der kan dog argumenteres for, at produkt 1 er tæt på status quo (i mangel af bedre antages dette i det følgende). 9) Bemærk at familieindkomst ikke er oplyst for alle respondenter. 10) Der er to problemer i denne sammenhæng. For det første kan man forvente, at kvaliteten af prioriteringerne bliver ringere, hvis der er tale om valg mellem alternativer, som respondenten ikke bryder sig om. For det andet vil der blive tale om betinget efterspørgsel, som kan give forkerte forudsigelser af efterspørgsel og/eller velfærdseffekter. Hvis man f.eks. spørger respondenter om deres valg mellem at tage bilen eller kollektiv trafik til arbejdet (karakteriseret ved forskellige omkostninger og rejsetider) fås estimater, som forudsætter, at ingen respondenter foretrækker at cykle eller arbejde hjemme. 11

16 Tabel 3 Estimation uden rangorden efter status quo Alle Alle Høj Lav konsistente konsistente indkomst indkomst Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 staquo1 1,2932 ** 1,9980 ** 0,8540 ** (0,1573) (0,3380) (0,2109) staquo2 0,4180 ** 0,6637 ** 0,2196 (0,1129) (0,2036) (0,1810) birds 0,0157 ** 0,0129 ** 0,0156 ** 0,0112 ** (0,0012) (0,0009) (0,0015) (0,0013) allergy -0,0067 ** -0,0044 ** -0,0041 ** -0,0046 ** (0,0006) (0,0004) (0,0008) (0,0006) uncertain -0,4893 ** -0,2362 * -0,3913-0,2156 (0,0854) (0,1009) (0,2223) (0,1286) acost (*1000) -0,0142 * -0,0603 ** -0,0681 ** -0,0583 ** (0,0064) (0,0049) (0,0085) (0,0079) N LogL -2236,9-2173,7-794,2-880,3 WTP for pct. fugle WTP for et allergitilfælde WTP vedr. usikkerhed allergi pr. pct. ændring fugle 2,4 2,9 3,8 2,4 Anm.: Se tabel 2. Estimeret på baggrund af rangorden for alle konsistente respondenter. 12

17 I tabel 3 er vist estimationsresultater, hvor rangordninger efter status quo er sideordnet. Det skal bemærkes, at estimationsresultaterne i tabel 3 er baseret på væsentlig mindre information sammenlignet med resultaterne i tabel 2, da over halvdelen af respondenterne har status quo som deres bedste eller næstbedste alternativ. Alt andet lige vil dette tendere til at gøre estimaterne i tabel 3 mindre præcise. Sammenholdes tabel 3 med tabel 2 fremgår det da også, at standardafvigelserne på estimaterne er større i sidstnævnte tilfælde. I model 2 i tabel 3 (inklusive status quo dummy variabler) fås en betalingsvillighed for markfugle, som svarer til den tilsvarende model med fuld rangorden (model 2 i tabel 2). Til gengæld er betalingsvilligheden for allergi (og usikkerhed) noget mindre. I model 3 og 4 estimeres separate modeller for respondenter med høj og lav indkomst. Som forventet er betalingsvillighederne højere for biodiversitet og usikkerhed for respondenter med høj indkomst. Til gengæld har respondenter med lav indkomst højere betalingsvillighed for allergi. Betalingsvilligheden for at undgå usikkerhed har en plausibel størrelse set i forhold til værdien af allergi, når der er tale om usikkerhed i intervallet allergitilfælde. Jævnfør tabel 3 model 2 er hver familie villig til at betale = kr. for at undgå 250 allergitilfælde uden usikkerhed, mens de er villige til at betale yderligere kr. for at undgå samme antal allergitilfælde behæftet med usikkerhed. I dette tilfælde har usikkerhedsaversionen en størrelse, som svarer til et tillæg på 21 pct. af værdien af 250 allergitilfælde (uden usikkerhed). Forholdet mellem værdien af usikkerhed og antal allergitilfælde er dog ikke realistisk, når man ser på færre allergitilfælde. Betalingsvilligheden for at undgå 25 allergitilfælde er på = kr., mens usikkerhed i hvert fald som den er modelleret i tabel 3 fortsat har en værdi på kr. Således har usikkerhed alt for stor relativ betydning, når man sammenligner 25 allergitilfælde med 0-50 allergitilfælde. I estimationerne beskrevet i tabel 4 er der søgt at råde bod på dette ved at tillade en mere fleksibel kodning af niveauerne af karakteristika. Det er gjort ved, at hvert niveau for hvert karakteristika beskrives ved en dummyvariabel (bortset fra omkostningsvariablen). I tabellen er vist regressioner med og uden dummyvariabler for status quo for fuld rangorden og for rangorden, hvor valg efter status quo er sideordnet. Der fokuseres på modellerne, hvor status quo dummyvariabler er medtaget (model 2 og 4). 13

18 Tabel 4 Estimation af ranking model med dummy kodning Rankorden efter status quo Fuld rankorden tæller ikke med Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 staquo1 0,7897 ** 1,4214 ** (0,1671) (0,2603) staquo2-0,0883 0,5753 * (0,1677) (0,2539) birdsdown50-0,7494 ** -0,5530 ** -0,8450 ** -0,2749 * (0,0620) (0,0804) (0,0867) (0,1395) birdsup100 0,9347 ** 1,1352 ** 0,9721 ** 1,5547 ** (0,0969) (0,1681) (0,1244) (0,2296) allergy25-0,7852 ** -0,6327 ** -0,9572 ** -0,4052 * (0,0855) (0,0946) (0,1181) (0,1649) allergy0_50-0,7356 ** -0,5862 ** -0,9793 ** -0,3473 (0,0675) (0,0919) (0,0997) (0,1946) allergy250-1,8231 ** -1,4850 ** -2,0784 ** -0,9778 ** (0,1023) (0,1409) (0,1771) (0,2397) allergy0_500-2,2643 ** -2,2223 ** -1,7367 ** -1,4992 ** (0,1382) (0,1396) (0,1528) (0,1471) acost (*1000) -0,0408 ** -0,0523 ** -0,0398 ** -0,0673 ** (0,0037) (0,0053) (0,0054) (0,0069) N LogL -4171,5-4139,0-2194,8-2160,1 WTP birds -50 pct WTP birds +100 pct WTP allergi WTP allergi WTP allergi WTP allergi WTP birds -1 pct. (af -50 pct.) WTP birds +1 pct. (af +100 pct.) WTP allergi +1 (af 25) WTP allergi +1 (af 250) Anm.: Se tabel 2. Estimeret på baggrund af rangorden for alle konsistente respondenter. 14

19 I tabellen er angivet betalingsviljer for ændringer i biodiversitet mv. svarende til størrelsen af dummyvariablene. På baggrund heraf er beregnet betalingsviljer for samme ændringer som angivet i de tidligere tabeller (f.eks. pr. pct. ændring i bestanden af markfugle). En 1 pct. ændring i bestanden af markfugle har således en værdi på kr. (model 2) og kr. (model 4), hvilket svarer nogenlunde til de værdier, der er fundet i tabel 2 og 3. Vedrørende allergi og usikkerhed fremgår det, at der ikke er nogen signifikant forskel mellem betalingsviljen for at undgå 0-50 allergitilfælde sammenlignet med betalingsviljen for at undgå 25 allergitilfælde. Til gengæld er betalingsviljen væsentlig højere for at undgå tilfælde sammenlignet med 250 tilfælde. Dette kan tolkes i retning af, at usikkerhed kun har betydning, når der er tale om stor (absolut) usikkerhed. 11 I model 4 fås, at usikkerhed giver et tillæg på 53 pct. af værdien af 250 sikre tilfælde af allergi. Til gengæld er det mindre realistisk, at værdien af 250 færre tilfælde af allergi kun er lidt over dobbelt så høj som værdien af 25 allergitilfælde. I model 2 er den gennemsnitlige betalingsvillighed for et undgå et allergitilfælde (ud af 25) således på 484 kr., mens den tilsvarende betalingsvillighed beregnet ved 250 allergitilfælde er 114 kr. Det er formentlig udtryk for, at respondenterne har haft svært ved at forholde sig til størrelsesordenen i antallet af allergitilfælde. I stedet skal deres svar måske tolkes som en generel aversion mod allergi uanset antallet af tilfælde. Hvis det er tilfældet, er det selvsagt vanskeligt at tolke de estimerede betalingsvilligheder. Der kan endvidere argumenteres for, at scenarierne ikke har været formuleret helt hensigtsmæssigt i forhold til allergi. Det er således uklart, om respondenterne har forbundet ændringer i antal allergitilfælde med ændring i egen risiko, eller om de snarere har tænkt på en reduktion i antallet af allergitilfælde for andre danskere. I sidstnævnte tilfælde kan deres rangordning være påvirket af mere altruistiske motiver. Det kan være yderst problematisk at medtage altruistisk motiverede betalingsvilligheder i cost benefit analyser, da det indebærer risiko for dobbelt regning af nytte. 12 I litteraturen er det endvidere foreslået, at man ud fra ranking data også bør estimere valgmodeller, hvor kun den første rangorden tæller (svarende til choice experiment data). Argumentet er, at det kan være nemmere for respondenterne at 11) Et likelihood ratio test for, om parametrene til allergi250 og allergi0_500 er signifikant forskellige, giver teststørrelser på for model 2 (p 1) og 4.14 for model 4 (p = 0.96). 12) Der er dog ikke enighed i litteraturen om, hvorvidt altruistisk nytte skal medtages i cost benefit analyser. For en nærmere diskussion af dette henvises til f.eks. Milgrom (1993), Johansson (1997) og McConnel (1997). 15

20 vælge det bedste alternativ end at rangordne efterfølgende alternativer. Hvis det er tilfældet, bliver efterfølgende rangordner mindre pålidelige. Estimaterne i disse modeller vil dog være mindre præcist bestemt, sammenlignet med ranking modellen, da der ses bort fra en væsentlig del af den information, som respondenterne har givet. Estimation af modeller for bedste alternativ giver da også insignifikante parametre til omkostningsparameteren, hvilket gør det problematisk at beregne betalingsvilligheden. Resultaterne fra disse modeller vil derfor ikke blive beskrevet yderligere. 5. Validering og sammenligning med andre undersøgelser Resultaterne fra undersøgelsen kan sammenlignes med resultater fra Forster og Mourato (2000) samt Travisi og Nijkamp (2004), som ligeledes har analyseret afledte effekter af pesticider på biodiversitet og helbred. I deres undersøgelser indgår biodiversitet som reduktion i antallet af truede fuglearter, mens helbred er akutte sygdomstilfælde, som kræver hospitalsindlæggelse. Det er i øvrigt karakteristisk for hovedparten af tidligere undersøgelser, at biodiversitet er beskrevet ved bevarelse af arter, enten beskrevet ved en bestemt dyreart eller blot som beskyttelse af truede dyrearter, jf. f.eks. Nunes og van den Bergh (2001) eller Det Økonomiske Råd (2004). Resultaterne fra undersøgelserne er kort sammenlignet i tabel 5. Det fremgår, at der er stor variation i de fundne værdier. Således er værdierne i Travisi og Nijkamp ca. 15 gange større sammenlignet med Forster og Mourato. Noget af denne forskel kan formentlig tilskrives, at omkostningerne er introduceret forskelligt i de to undersøgelser. Travisi og Nijkamp bruger (ligesom denne undersøgelse) ændringer i den månedlige udgift til fødevarer, mens Forster og Mourato anvender variationer i prisen på brød i deres scenarier. Givet at udgiften til brød kun udgør en lille del af det samlede fødevarebudget, giver dette en lav overgrænse for betalingsvillighederne. Selv om man skal være varsom med at sammenholde resultater fra forskellige lande, tyder sammenligningen på, at de estimerede betalingsvilligheder er en stigende funktion af de beløb, der indgår i scenarierne. Under alle omstændigheder er de store forskelle i resultaterne afhængigt af betalingsscenario bekymrende i henhold til validiteten af sådanne undersøgelser. Det er i den sammenhæng værd at bemærke, at den relative værdi af biodiversitet og sundhed er ens i de to udenlandske undersøgelser. I begge undersøgelser har 8 sygdomstilfælde lige så stor vægt i nyttefunktionen som en enkelt truet dyreart. I forhold til valg af betalingsscenario kan der argumenteres for, at Forster og Mourato s scenario ikke er realistisk. Hvis prisen på brød ændrer sig, må prisen på andre fødevarer, hvor korn er direkte eller indirekte input, også forventes at stige. 16

21 Hvis respondenterne (bevidst eller ubevidst) tror dette, giver det nedadrettet bias i Forster og Mourato s estimerede værdier. I denne undersøgelse findes det, at knap 2 allergitilfælde modsvarer en ændring i hele bestanden af markfugle på 1 pct. Det er vanskeligt at sammenligne dette resultat direkte med de to udenlandske studier, men generelt kan resultaterne tolkes i retning af, at menneskeligt helbred har stor vægt i forhold til dyreliv. I den her beskrevne undersøgelse fås en værdi af allergi svarende til kr. pr. år for at undgå et allergitilfælde. Dette er mellem værdierne af de to udenlandske undersøgelser for at undgå et akut sygdomstilfælde (men selvsagt svært at sammenligne værdi for forskellige former for sygelighed). Tabel 5 Sammenligning af tre værdisætningsundersøgelser WTP for biodiversitet (kr. pr. år pr. husstand) WTP for sundhed (kr. pr. år pr. husstand) Sundhed overfor biodiversitet Undersøgelsesdesign - SP metode - Betaling Forster og Mourato (2000) (per truet fugleart) 19 (per sygdomstilfælde) 8 (tilfælde pr. truet fugleart) Travisi og Nijkamp (2004) (per truet fugleart) 274 (per sygdomstilfælde) 8 (tilfælde pr. truet fugleart) Ranking Prisen på brød Choice exp. Udgift til - Andre karakteristika Ingen fødevarer Jord forurenet Anm.: 1) Omregnet ved 7.44 kr. pr. Euro. 2) Omregnet ved 10,94 kr. pr. Pund. DØRS undersøgelse (per pct. ændring i bestand af fugle) (per allergitilfælde) 2-3 (tilfælde pr. pct. ændring i bestand af fugle) Ranking Udgift til fødevarer Usikkerhed 17

22 Umiddelbart synes værdierne for sygdom og allergi at være relativt beskedne, men det skal erindres, at spørgsmålene er formuleret således, at der ikke er tale om at undgå ét tilfælde af allergi i familien, men derimod i hele Danmark (eller undgå et sygdomstilfælde i England/Italien). De samlede værdier skal derfor multipliceres med antallet af familier i Danmark (eller i England/Italien). For allergi i Danmark giver dette en samlet betalingsvillighed på over 200 millioner kr. pr. tilfælde, hvilket er urealistisk højt (f.eks. er det langt højere end de værdier, man normalt finder for at undgå dødsfald). Tilsvarende fås også for høje værdier, hvis man vil bruge de udenlandske undersøgelser til at beregne den samlede værdi af akutte sygdomstilfælde i England eller Italien. Resultaterne vedrørende allergi og sygdomstilfælde tyder på, at scenarierne vedrørende allergi ikke har været helt hensigtsmæssige. I de forskellige produktscenarier er anvendt ændringer i antallet af allergitilfælde på 25 og 250 om året. Ændringer af samme størrelsesorden er anvendt i de udenlandske tilfælde. Hvis respondenterne søger at omregne dette antal til ændringer i egen risiko for at få allergi eller blive ramt af et akut sygdomstilfælde, så er der tale om meget små ændringer i risikoen. Ses som eksempel på det danske spørgeskema er det oplyst, at 1 ud af 10 danskere er plaget af allergi. Ændringen i antallet af allergitilfælde svarer til ændringer i risikoen fra 10 pct. til 10,0005 pct. eller 10,005 pct. 13 Som tidligere diskuteret tydede resultaterne i tabel 4 på, at respondenterne havde problemer med at forholde sig til størrelsesordenen i antallet af allergitilfælde. Som nævnt var betalingsvilligheden for at reducere antallet af sygdomstilfælde med 250 kun knapt dobbelt så stor som betalingsvilligheden for at reducere antal sygdomstilfælde med 25. Dette forhold er også fundet i andre undersøgelser. I Buzby mfl. (1998) findes således ingen forskel i betalingsvilligheden for en halvering og eliminering af helbredsrisiko i forbindelse med pesticidrester på frugt og grønt. Sammenfattende synes der at være problemer med at tolke de estimerede værdier af betalingsvilligheden for at undgå allergi. Det rejser spørgsmålet, om problemerne med scenarierne vedrørende allergi har haft en afledt dårlig indflydelse på de estimerede værdier af biodiversitet. Dette er søgt vurderet ved at sammenligne respondenternes rangorden af produkter, hvor niveauet af allergitilfælde er det samme. For delsample A er antallet af allergitilfælde i produkt 1 og produkt 2 nul for begge produkter, mens der er variationer i niveauet af biodiversitet og udgiften til fødevarer. En sammenligning af valg af produkt 1 overfor produkt 2 må derfor afspejle respondenternes vægtning af biodiversitet overfor udgifter, som ikke er påvirket af niveauet for allergi. Tilsvarende parvise 13) Resultaterne vedrørende allergi kan dog også være udtryk for, at små risikoer ofte over vurderes. Dette er bl.a. fundet i forskellige eksperimentelle studier (jf. f.eks. Kreps, 1990). 18

23 sammenligninger kan laves for produkt 3 over produkt 4, samt produkt 5 overfor produkt 6 (delsample A), mens der for delsample B kan laves parvis sammenligning af produkt 2 overfor produkt 4, samt produkt 5 overfor produkt 6. På baggrund af disse parvise sammenligninger kan der estimeres valgmodeller svarende til formel (3) og formel (5). Resultatet af disse estimationer er beskrevet i tabel 6, hvor det fremgår, at værdien af biodiversitet har nogenlunde samme størrelse som estimeret i modellerne baseret på rangorden af alle alternativer (jf. f.eks. model 2 og 3 i tabel 2). Der er således ikke tegn på, at niveauet af allergi i scenarierne har influeret den estimerede betalingsvillighed for biodiversitet. Tabel 6 Estimation baseret på parvist valg for samme (forventet) niveau af allergi Model 1 Model 2 staquo1 1,0584 ** (0,1553) birds 0,0134 ** 0,0120 ** (0,0008) (0,0008) uncertain -0,4680 ** -0,4014 ** (0,0827) (0,0820) acost (*1000) -0,0346 ** -0,0446 ** (0,0063) (0,0061) N N Choices LogL -1358,8-1323,4 WTP for pct. fugle WTP vedr. usikkerhed Anm.: Se tabel 4 19

24 I dansk sammenhæng er der i Schou mfl. (2003) beskrevet en contingent ranking værdisætningsundersøgelse, 14 der belyser afvejningen mellem biodiversitet, repræsenteret dels ved ændringer i bestanden af agerhøns, 15 og dels ved antallet af vilde planter på markerne og udgiften for respondenterne. Udgiften er beskrevet ved ændringen i prisen på brød dvs. samme betalingsform som i Forster og Mourato (2000). Pilotundersøgelsen viser, at respondenterne vil betale 0,57 kr. mere i brødpris for en stigning i agerhønsekyllingers overlevelsesrate på 10 pct. og 0.07 kr. mere for en stigning i antallet af vilde planter på 10 pct. Omregnet til årlig udgift svarer dette til en stigning på 245 kr. pr. år pr. familie, hvor hovedparten skal tilskrives ændringerne i bestanden af agerhøns. For en 1 pct. ændring i bestanden af agerhøns svarer det til en betalingsvillighed på ca. 22 kr. pr. familie. I Macmillan mfl. (2002) er foretaget værdisætning af en stigning i bestanden af vildgæs i Skotland ved brug af den hypotetiske værdisætningsmetode. Her findes værdier svarende til mellem 3-27 kr. pr. pct. reduktion i bestanden af vildgæs. Det vil sige i samme størrelsesorden som fundet af Schou mfl. (2003). Den estimerede værdi i Schou mfl. (2003) udgør ca. 1/10 del af værdien af at øge hele bestanden af markfugle ud fra DØRS s undersøgelse. Det forekommer plausibelt, at værdien af ændringer i overlevelsen/bestanden for en enkelt fugleart er betydelig mindre end værdien af ændringer for alle fuglearter, men den mindre værdi i Schou mfl. s undersøgelse kan muligvis også tilskrives den valgte betalingsform; jf. forskellen i resultaterne mellem de to udenlandske undersøgelser. 6. Sammenfatning og konklusion Der er estimeret en positiv betalingsvillighed for biodiversitet svarende til kr. pr. pct. ændring i bestanden af markfugle. Værdien er vanskelig at sammenligne med udenlandske studier, der ofte fokuserer på bevarelse af enkelte dyrearter. Denne værdi forekommer relativ høj, selv om det dog også må betegnes som plausibelt, at værdien er højere sammenlignet med en tidligere dansk undersøgelse, der gav en betalingsvillighed på ca. 22 kr. for en pct. ændring i bestanden af en enkelt fugleart. Sammenligning af resultater fra udenlandske undersøgelser viser dog, at der kan fås store forskelle i værdien af biodiversitet, 14) Schou mfl. (2003) betegner undersøgelsen som en pilotundersøgelse med et relativt lille antal respondenter (250 respondenter indgik i undersøgelsen). De estimerede parametre skulle dog alle være signifikante. 15) Ændringer i bestanden er i spørgeskemaet formuleret som ændringer i agerhønekyllingers overlevelsesrate. 20

25 som synes at være relateret til spørgeformen, f.eks. omkring betalingskarakteristika. Der er endvidere fundet en positiv betalingsvillighed for at reducere antallet af allergitilfælde i befolkningen. Der er imidlertid argumenteret for, at spørgeformen giver problemer med tolkningen af de estimerede værdier. Det gælder både denne og tidligere udenlandske undersøgelser der bruger samme beskrivelse af sundhedskarakteristika. På et mere kvalitativt plan peger undersøgelsen i retning af, at befolkningen vægter menneskelig sundhed højt sammenlignet med biodiversitet. Lignende resultater er fundet i udenlandske undersøgelser. Endelig viser undersøgelsen, at respondenterne har aversion mod usikkerhed omkring sundhedseffekter i hvert fald når sundhedseffekterne har en vis størrelse. Usikkerhedsaversionen er estimeret til et tillæg på pct. oven i betalingsvilligheden uden usikkerhed. 21

26 Litteratur Beggs, S., S. Cardell og J. Hausman (1981): Assessing the Potential Demand for Electric Cars. Journal of Econonmetrics, 16, pp Buzby, J.C; F.A. Fox, R.C. Ready and S.R. Crutchfield (1998). Measuring Consumer Benefits of Food Safety Risk Reductions. Journal of Applied Agricultural and Applied Economics. Vol. 30, pp Det Økonomiske Råd (2004). Dansk Økonomi. Efterår København. Ellsberg, D. (1961): Risk, Ambiguity, and the Savage Axioms. Quarterly Journal of Economics, 75, pp Epstein, L. (1999): A Definition of Uncertainty Aversion. Review of Economic Studies, 66(3), pp Foster, V. and S. Mourato (2000): Valuing the Multiple Impacts of Pesticide Use in the UK: A Contingent Ranking Approach. Journal of Agricultural Economics, 51(1). Foster, V. and S. Mourato (2002): Testing for Consistency in Contingent Ranking Experiments. Journal of Environmental Economics and Management, 44, pp Hanemann, W.M. (1984): Welfare Evaluations in Contingent Valuation Experiments with Discrete Responses. American Journal of Agricultural Economics, 66, pp Hanley, N., S. Mourato and R.E. Wright (2001). Choice Modelling Approaches: A superior Alternative for Environmental Valuation? Journal of Economic Surveys, 15(3), pp Harrison, G.W., M.I. Lau, E.E. Rutstrom and M.B. Williams (2003): Eliciting Risk and Time Preferences: Some Methodological Issues. CEPR discussion paper 2003:20. København. Johansson, O. (1997): Optimal pigovian taxes under altruism. Land Economics 73, pp Kivi, P. and J. Shogren (2002): Ambiguity in Food Safety Valuation. Conference paper at International Conference on Risk and Uncertainty in Environmental and Resource Economics, Wageningen, Holland. Kreps, D.M. (1990): Microeconomic Theory. Harvester Wheatsheaf. New York. Lancaster, K.J. (1966): A New Approach to Consumer Theory. Journal of Political Economy, 74, Luce, R.D. (1959): Individual Choice Behavior: A theoretical analysis. John Wiley & Sons. New York. Macmillan, D.C., L. Phillip, N. Hanley and B. Alvarez-Farizo (2002): Valuing the Non-Market Benefits of Wild Goose Conservation: A Comparison of Interview and Group Based Approaches. Ecological Economics, 43, pp

27 McConnell, K.E. (1997): Does altruism undermine existence value? Journal of Environmental Economics and Management 32, pp McFadden, D. (1973): Conditional Logit Analysis of Qualitative Choice Behaviour. I P. Zarembka (ed.): Frontiers in Econometrics. Academic Press, New York. Milgrom, P. (1993): Is sympathy an economic value? Philosophy, economics and contingent valuation method. In Hausman, J.A. (Ed.), Contingent Valuation: A Critical Assessment. Contributions to Economic Analysis Vol. 220, Elsevier, Amsterdam, North Holland, New York, pp Nunes, P. and J. van den Bergh (2001): Economic valuation of biodiversity: sense or nonsense? Ecological Economics 39, pp Schou, J.S., C. Andreasen, H. Vetter og B. Hasler (2003): Værdisætning af pesticidanvendelsens natur- og miljøeffekter. Miljøstyrelsen. Travisi, C.M. and P. Nijkamp (2004). Willingness to Pay for Agricultural Environmental Safety: Evidence from a Survey of Milan, Italy, Residents. Fondazione Eni Enrico Mattei, Working Papers:

28 Bilag 1 Uddrag af spørgeskema/interviewguide anvendt i undersøgelsen! "# $$% $! $#!$&'&!(&' )&!#&'& $ " ( * # Helt uenig Hverken/eller Helt enig + $ " ( * #,! $ " ( * # -.$ " ( * #, $ " ( * #,! $ " ( * # +!! $ " ( * # "+/!,!!! $!"!(!!"# " 24

29 Fordel produkterne A1-A6 0$12 0" 0( 0* 0# 0/ A A A A A A 25

30 Working Papers from Danish Economic Council, Secretariat 2001:4 Svend Jespersen og Jakob Roland Munch: Hvem har glæde af huslejereguleringen? 2001:5 Jakob Roland Munch and Michael Svarer: Rent Control and Tenure Duration. 2001:6 Steen Jørgensen: Analyser af indkomstfordeling. 2001:7 Jan V. Hansen, Jens Hauch and Mikkel T. Kromann: Will the Nordic Power Market Remain Competitive? 2002:1 Anders Frederiksen og Jan V. Hansen: Skattereformer: Dynamiske virkninger og fordelingseffekter. 2002:2 Jakob Roland Munch: Har kommunal skat og service betydning for flyttemønstrene? 2002:3 Svend Jespersen: Den erhvervspolitiske værdi af støtten til den danske vindmølleindustri. 2002:4 Jacob Krog Søbygaard: Cost-benefit-analyser af energipolitik samt energi- og transportafgifter. 2003:1 Svend Jespersen: Dokumentation for analyser af erhvervsstruktur og produktivitetsvækst. 2003:2 Michael Svarer, Michael Rosholm and Jakob Roland Munch: Rent Control and Unemployment Duration 2003:3 Jakob Roland Munch, Michael Rosholm and Michael Svarer: Are Home Owners Really More Unemployed? 2003:4 Jakob Roland Munch: Are Skills Firm-Specific? Evidence From Danish Micro Data 2004:1 Svend Jespersen, Jakob Roland Munch and Lars Skipper: Costs and Benefits of Danish Active Labor Market Programs 2004:2 Thomas Bue Bjørner, Jens Hauch og Svend Jespersen: Biodiversitet, Sundhed og Usikkerhed En værdisætningsanalyse ved contingent ranking metoden 26

Tidsværdi for gods i Sverige

Tidsværdi for gods i Sverige Tidsværdi for gods i Sverige Mogens Fosgerau 1 og Mikkel Birkeland, COWI 1 Indledning COWI har sammen med INREGIA i Stockholm gennemført en undersøgelse af tidsværdien for gods for SIKA, Statens Institut

Læs mere

Estimation af risikoaversion

Estimation af risikoaversion Centre for Economic and Business Research ÿkonomi- og Erhvervsministeriets enhed for erhvervs- konomisk forskning og analyse Baggrundsrapport II Estimation af risikoaversion og diskonteringsrater Morten

Læs mere

enige i, at der er et godt psykisk arbejdsmiljø. For begge enige i, at arbejdsmiljøet er godt. Hovedparten af sikkerhedsrepræsentanterne

enige i, at der er et godt psykisk arbejdsmiljø. For begge enige i, at arbejdsmiljøet er godt. Hovedparten af sikkerhedsrepræsentanterne 3. ARBEJDSMILJØET OG ARBEJDSMILJØARBEJDET I dette afsnit beskrives arbejdsmiljøet og arbejdsmiljøarbejdet på de fem FTF-områder. Desuden beskrives resultaterne af arbejdsmiljøarbejdet, og det undersøges

Læs mere

Den rekreative værdi af skove og anden natur

Den rekreative værdi af skove og anden natur Kopi: d. 14.02.2012 MNK/TBB Dok. nr. Den rekreative værdi af skove og anden natur Dette notat indeholder en oversigt over danske undersøgelser, som belyser værdien af rekreation i skove eller anden natur.

Læs mere

Baggrundsnotat: Søskendes uddannelsesvalg og indkomst

Baggrundsnotat: 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 mere

JAKOB ROSENBERG NIELSEN CHEFØKONOM, RAMBØLL MANAGEMENT CONSULTING

JAKOB ROSENBERG NIELSEN CHEFØKONOM, RAMBØLL MANAGEMENT CONSULTING JAKOB ROSENBERG NIELSEN CHEFØKONOM, RAMBØLL MANAGEMENT CONSULTING AGENDA 1 Baggrund og definition af co-benefits 2 Værdisætning af co-benetits 1 1 HVORFOR? Det kan være relevant at værdisætte co-benefits,

Læs mere

Test for strukturelle ændringer i investeringsadfærden

Test for strukturelle ændringer i investeringsadfærden d. 6.10.2016 De Økonomiske Råds Sekretariat Test for strukturelle ændringer i investeringsadfærden Dette notat redegør for de stabilitetstest af forskellige tidsserier vedrørende investeringsadfærden i

Læs mere

TESTENELBIL SP DATAINDSAMLING. Introduktion. Anders Fjendbo Jensen, DTU Transport, 2013-12-06

TESTENELBIL SP DATAINDSAMLING. Introduktion. Anders Fjendbo Jensen, DTU Transport, 2013-12-06 TESTENELBIL SP DATAINDSAMLING Anders Fjendbo Jensen, DTU Transport, 2013-12-06 Introduktion Denne kvartalsrapport beskriver data, indsamlet i samarbejde mellem DTU og Clever. Dataindsamlingen er baseret

Læs mere

Teknisk note nr. 1. Dokumentation af data-grundlaget fra GDS-undersøgelserne i februar/marts 1996 og februar 1997

Teknisk note nr. 1. Dokumentation af data-grundlaget fra GDS-undersøgelserne i februar/marts 1996 og februar 1997 Teknisk note nr. 1 Dokumentation af datagrundlaget fra GDSundersøgelserne i februar/marts 1996 og februar 1997 Noten er udarbejdet i samarbejde mellem, Søren Pedersen og Søren Brodersen Rockwool Fondens

Læs mere

Værdien af 1 kg biodiversitet status og udfordringer ved værdisætning af biodiversitet

Værdien af 1 kg biodiversitet status og udfordringer ved værdisætning af biodiversitet Værdien af 1 kg biodiversitet status og udfordringer ved værdisætning af biodiversitet Jette Bredahl Jacobsen Institut for fødevare- og ressourceøkonomi & Center for makroøkologi, Evolution og Klima Dias

Læs mere

Arbejdsnotat. Tendens til stigende social ulighed i levetiden

Arbejdsnotat. Tendens til stigende social ulighed i levetiden Arbejdsnotat Tendens til stigende social ulighed i levetiden Udarbejdet af: Mikkel Baadsgaard, AErådet i samarbejde med Henrik Brønnum-Hansen, Statens Institut for Folkesundhed Februar 2007 2 Indhold og

Læs mere

Statikstik II 2. Lektion. Lidt sandsynlighedsregning Lidt mere om signifikanstest Logistisk regression

Statikstik II 2. Lektion. Lidt sandsynlighedsregning Lidt mere om signifikanstest Logistisk regression Statikstik II 2. Lektion Lidt sandsynlighedsregning Lidt mere om signifikanstest Logistisk regression Sandsynlighedsregningsrepetition Antag at Svar kan være Ja og Nej. Sandsynligheden for at Svar Ja skrives

Læs mere

Seminaropgave: Præsentation af idé

Seminaropgave: Præsentation af idé Seminaropgave: Præsentation af idé Erik Gahner Larsen Kausalanalyse i offentlig politik Dagsorden Opsamling på kausalmodeller Seminaropgaven: Praktisk info Præsentation Seminaropgaven: Ideer og råd Kausalmodeller

Læs mere

Kritisk læsning af kohorte studie Oversat efter: Critical Appraisal skills Programme (CASP) Making sense of evidence

Kritisk læsning af kohorte studie Oversat efter: Critical Appraisal skills Programme (CASP) Making sense of evidence Kritisk læsning af kohorte studie Oversat efter: Critical Appraisal skills Programme (CASP) Making sense of evidence Public Health Resource Unit 2002 http://www.phru.nhs.uk/casp/critical_appraisal_tools.htm

Læs mere

Benchmarking af kommunernes sagsbehandling antagelser, metode og resultater

Benchmarking af kommunernes sagsbehandling antagelser, metode og resultater Benchmarking af kommunernes sagsbehandling antagelser, metode og resultater Anna Amilon Materiel vurdering Ved vurderingen af en afgørelses materielle indhold vurderes afgørelsens korrekthed i forhold

Læs mere

PERSPECTIVES ON MARKETING OF GREEN ELECTRICITY:

PERSPECTIVES ON MARKETING OF GREEN ELECTRICITY: PERSPECTIVES ON MARKETING OF GREEN ELECTRICITY: MODELING CONSUMER ADOPTION, CHOICE BEHAVIOR AND CONSUMER SWITCHING By Yingkui Yang THESIS SUBMITTED IN PARTIAL FULFILLMENT OF THE REQUIREMENTS FOR THE DEGREE

Læs mere

Lave og stabile topindkomster i Danmark

Lave og stabile topindkomster i Danmark 18 samfundsøkonomen nr. 3 oktober 1 Lave og stabile topindkomster i Danmark Lave og stabile topindkomster i Danmark Personerne med de højeste indkomster har fortsat kun en begrænset del af de samlede indkomster

Læs mere

Bayesiansk statistik. Tom Engsted. DSS Aarhus, 28 november 2017

Bayesiansk statistik. Tom Engsted. DSS Aarhus, 28 november 2017 Bayesiansk statistik Tom Engsted DSS Aarhus, 28 november 2017 1 Figure 1: Nicolajs gur 2 Klassisk frekvensbaseret statistik Statistisk beslutningsteori Bayesiansk statistik Et kompromis mellem den klassiske

Læs mere

Logistisk Regression. Repetition Fortolkning af odds Test i logistisk regression

Logistisk Regression. Repetition Fortolkning af odds Test i logistisk regression Logistisk Regression Repetition Fortolkning af odds Test i logistisk regression Logisitks Regression: Repetition Y {0,} binær afhængig variabel X skala forklarende variabel π P( Y X x) Odds(Y X x) π /(-π

Læs mere

Sammenhængsanalyser. Et eksempel: Sammenhæng mellem rygevaner som 45-årig og selvvurderet helbred som 51 blandt mænd fra Københavns amt.

Sammenhængsanalyser. Et eksempel: Sammenhæng mellem rygevaner som 45-årig og selvvurderet helbred som 51 blandt mænd fra Københavns amt. Sammenhængsanalyser Et eksempel: Sammenhæng mellem rygevaner som 45-årig og selvvurderet helbred som 51 blandt mænd fra Københavns amt. rygevaner som 45 årig * helbred som 51 årig Crosstabulation rygevaner

Læs mere

Logistisk Regression - fortsat

Logistisk Regression - fortsat Logistisk Regression - fortsat Likelihood Ratio test Generel hypotese test Modelanalyse Indtil nu har vi set på to slags modeller: 1) Generelle Lineære Modeller Kvantitav afhængig variabel. Kvantitative

Læs mere

Interviewereffekter på spørgsmål om sort arbejde. Rockwool Fondens Forskningsenhed Oktober 2008

Interviewereffekter på spørgsmål om sort arbejde. Rockwool Fondens Forskningsenhed Oktober 2008 Interviewereffekter på spørgsmål om sort arbejde Rockwool Fondens Forskningsenhed Oktober 2008 Tak til Rockwool Fondens Forskningsenhed Danmarks Statistiks Interviewservice, specielt til Isak Isaksen,

Læs mere

BESKÆFTIGELSESINDSATSEN IFØLGE BORGERNE I FRIKOMMUNER FEBRUAR 2014

BESKÆFTIGELSESINDSATSEN IFØLGE BORGERNE I FRIKOMMUNER FEBRUAR 2014 BESKÆFTIGELSESINDSATSEN IFØLGE BORGERNE I FRIKOMMUNER FEBRUAR 2014 BESKÆFTIGELSESINDSATSEN IFØLGE BORGERNE I FRIKOMMUNER SLOTSHOLM A/S KØBMAGERGADE 28 1150 KØBENHAVN K WWW.SLOTSHOLM.DK UDARBEJDET FOR KL

Læs mere

Metode i klinisk retningslinje

Metode i klinisk retningslinje Metode i klinisk retningslinje National klinisk retningslinje for fysioterapi og ergoterapi til voksne med funktionsevnenedsættelse som følge af erhvervet hjerneskade Karin Spangsberg Kristensen, fysioterapeut.

Læs mere

Solidaritet, risikovillighed og partnerskønhed

Solidaritet, risikovillighed og partnerskønhed Rockwool Fondens Forskningsenhed Arbejdspapir 36 Solidaritet, risikovillighed og partnerskønhed Jens Bonke København 1 Solidaritet, risikovillighed og partnerskønhed Arbejdspapir 36 Udgivet af: Rockwool

Læs mere

Prisniveauet i en kommune måles ved husprisen pr. kvadratmeter.

Prisniveauet i en kommune måles ved husprisen pr. kvadratmeter. Data Kommunale karakteristika (50 kommuner i hovedstadsregionen) Prisniveauet i en kommune måles ved husprisen pr. kvadratmeter. Er kommunale karakteristika, herunder skatteprocent og serviceniveau, kapitaliseret

Læs mere

Bilag 7. SFA-modellen

Bilag 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 mere

Normalfordelingen. Statistik og Sandsynlighedsregning 2

Normalfordelingen. Statistik og Sandsynlighedsregning 2 Normalfordelingen Statistik og Sandsynlighedsregning 2 Repetition og eksamen Erfaringsmæssigt er normalfordelingen velegnet til at beskrive variationen i mange variable, blandt andet tilfældige fejl på

Læs mere

Statistik for MPH: 7

Statistik for MPH: 7 Statistik for MPH: 7 3. november 2011 www.biostat.ku.dk/~pka/mph11 Attributable risk, bestemmelse af stikprøvestørrelse (Silva: 333-365, 381-383) Per Kragh Andersen 1 Fra den 6. uges statistikundervisning:

Læs mere

Statistik II Lektion 3. Logistisk Regression Kategoriske og Kontinuerte Forklarende Variable

Statistik II Lektion 3. Logistisk Regression Kategoriske og Kontinuerte Forklarende Variable Statistik II Lektion 3 Logistisk Regression Kategoriske og Kontinuerte Forklarende Variable Setup: To binære variable X og Y. Statistisk model: Konsekvens: Logistisk regression: 2 binære var. e e X Y P

Læs mere

Effekten af indvandring på indfødte danskeres løn og beskæftigelse

Effekten 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 mere

3.600 kg og den gennemsnitlige fødselsvægt kg i stikprøven.

3.600 kg og den gennemsnitlige fødselsvægt kg i stikprøven. PhD-kursus i Basal Biostatistik, efterår 2006 Dag 1, onsdag den 6. september 2006 Eksempel: Sammenhæng mellem moderens alder og fødselsvægt I dag: Introduktion til statistik gennem analyse af en stikprøve

Læs mere

Fokus på Forsyning. Datagrundlag og metode

Fokus på Forsyning. Datagrundlag og metode Fokus på Forsyning I notatet gennemgås datagrundlaget for brancheanalysen af forsyningssektoren sammen med variable, regressionsmodellen og tilhørende tests. Slutteligt sammenfattes analysens resultater

Læs mere

DET PRIVATE FORBRUG PR. INDBYGGER LIGGER NR. 14 I OECD EN NEDGANG FRA EN 6. PLADS I 1970

DET PRIVATE FORBRUG PR. INDBYGGER LIGGER NR. 14 I OECD EN NEDGANG FRA EN 6. PLADS I 1970 1970 197 197 197 197 197 198 198 198 198 198 199 199 199 199 00 010 011 Af Cheføkonom Mads Lundby Hansen Direkte telefon 1 79. december 01 DET PRIVATE FORBRUG PR. INDBYGGER LIGGER NR. 1 I OECD EN NEDGANG

Læs mere

Værdisætning af pesticidanvendelsens natur- og miljøeffekter

Værdisætning af pesticidanvendelsens natur- og miljøeffekter Bekæmpelsesmiddelforskning fra Miljøstyrelsen Nr. 72 2003 Værdisætning af pesticidanvendelsens natur- og miljøeffekter Jesper S. Schou, Anna Bodil Hald og Pernille Kaltoft Danmarks Miljøundersøgelser Christian

Læs mere

Kvantitative Metoder 1 - Efterår Dagens program

Kvantitative 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 mere

DET PRIVATE FORBRUG PR. INDBYGGER LIGGER NR. 14 I OECD EN NEDGANG FRA EN 6. PLADS I 1970

DET PRIVATE FORBRUG PR. INDBYGGER LIGGER NR. 14 I OECD EN NEDGANG FRA EN 6. PLADS I 1970 970 97 97 97 97 97 97 977 978 979 980 98 98 98 98 98 98 987 988 989 990 99 99 99 99 99 99 000 00 00 00 00 00 00 007 008 009 00 0 Af Cheføkonom Mads Lundby Hansen Direkte telefon 79. december 0 DET PRIVATE

Læs mere

Teknisk note nr. 3. Dokumentation af data-grundlaget fra GDS-undersøgelserne i Danmark marts 1998 og i Sverige december 1997 / januar 1998

Teknisk note nr. 3. Dokumentation af data-grundlaget fra GDS-undersøgelserne i Danmark marts 1998 og i Sverige december 1997 / januar 1998 Teknisk note nr. 3 Dokumentation af data-grundlaget fra GDS-undersøgelserne i Danmark marts 1998 og i Sverige december 1997 / januar 1998 Noten er udarbejdet i samarbejde mellem, Søren Pedersen og Søren

Læs mere

Danskerne vil have velfærd - men også skattelettelser

Danskerne vil have velfærd - men også skattelettelser Danskerne vil have velfærd - men også skattelettelser Befolkningen har en meget mere nuanceret holdning til skattelettelser og velfærd, end de hidtidige undersøgelser har givet udtryk for. Faktisk mener

Læs mere

Logistisk Regression. Repetition Fortolkning af odds Test i logistisk regression

Logistisk Regression. Repetition Fortolkning af odds Test i logistisk regression Logistisk Regression Repetition Fortolkning af odds Test i logistisk regression Logistisk Regression: Definitioner For en binær (0/) variabel Y antager vi P(Y)p P(Y0)-p Eksempel: Bil til arbejde vs alder

Læs mere

Baggrundsnotat: Lærernes gymnasiekarakterer og elevernes eksamensresultater

Baggrundsnotat: Lærernes gymnasiekarakterer og elevernes eksamensresultater 17. december 2013 Baggrundsnotat: Lærernes gymnasiekarakterer og elevernes eksamensresultater Dette notat redegør for den økonometriske analyse af betydningen af grundskolelæreres gennemsnit fra gymnasiet

Læs mere

Eksempel på logistisk vækst med TI-Nspire CAS

Eksempel på logistisk vækst med TI-Nspire CAS Eksempel på logistisk vækst med TI-Nspire CAS Tabellen herunder viser udviklingen af USA's befolkning fra 1850-1910 hvor befolkningstallet er angivet i millioner: Vi har tidligere redegjort for at antallet

Læs mere

Betydningen af konjunktur og regelændringer for udviklingen i sygedagpengemodtagere

Betydningen 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 mere

Karrierekvinder og -mænd

Karrierekvinder og -mænd Rockwool Fondens Forskningsenhed Arbejdspapir 35 Karrierekvinder og -mænd Hvem er de? Og hvor travlt har de? Jens Bonke København 2015 Karrierekvinder og -mænd Hvem er de? Og hvor travlt har de? Arbejdspapir

Læs mere

Er vi kommet videre siden starten?

Er vi kommet videre siden starten? Er vi kommet videre siden starten? Statsoeconomen, der regner nøie bør optage et nyt Datum i sine kalkuler, Følelse for Naturskjønhed, og lade Regningen henligge indtil han er vis paa, om denne Følelse

Læs mere

Measuring the Impact of Bicycle Marketing Messages. Thomas Krag Mobility Advice Trafikdage i Aalborg, 27.08.2013

Measuring the Impact of Bicycle Marketing Messages. Thomas Krag Mobility Advice Trafikdage i Aalborg, 27.08.2013 Measuring the Impact of Bicycle Marketing Messages Thomas Krag Mobility Advice Trafikdage i Aalborg, 27.08.2013 The challenge Compare The pilot pictures The choice The survey technique Only one picture

Læs mere

Uforudsete forsinkelser i vej- og banetrafikken - Værdisætning

Uforudsete forsinkelser i vej- og banetrafikken - Værdisætning Downloaded from orbit.dtu.dk on: Dec 17, 2015 - Værdisætning Hjorth, Katrine Publication date: 2012 Link to publication Citation (APA): Hjorth, K. (2012). - Værdisætning [Lyd og/eller billed produktion

Læs mere

Center for Statistik. Multipel regression med laggede responser som forklarende variable

Center for Statistik. Multipel regression med laggede responser som forklarende variable Center for Statistik Handelshøjskolen i København MPAS Tue Tjur November 2006 Multipel regression med laggede responser som forklarende variable Ved en tidsrække forstås i almindelighed et datasæt, der

Læs mere

Økonometri 1. Dummyvariabler 13. oktober Økonometri 1: F10 1

Økonometri 1. Dummyvariabler 13. oktober Økonometri 1: F10 1 Økonometri 1 Dummyvariabler 13. oktober 2006 Økonometri 1: F10 1 Dagens program Dummyvariabler i den multiple regressionsmodel (Wooldridge kap. 7.3-7.6) Dummy variabler for kvalitative egenskaber med flere

Læs mere

Dette notat gengiver analysens hovedresultater (for yderligere information henvises til Foss og Lyngsies arbejdspapir).

Dette notat gengiver analysens hovedresultater (for yderligere information henvises til Foss og Lyngsies arbejdspapir). Aflønningen af topchefer har været omdiskuteret både i offentligheden og politisk, bl.a. i lyset af en række enkeltsager. Fokus har i høj grad været på moralske spørgsmål, mens det har været næsten fraværende,

Læs mere

Del l: Indledning 5. Del ll: Kontanthjælpsmodtagernes styrker og svagheder under Odense projektet og godt et år efter 7

Del l: Indledning 5. Del ll: Kontanthjælpsmodtagernes styrker og svagheder under Odense projektet og godt et år efter 7 Dokumentationsbilag Undersøgelse i Jobcenter Odense af udvalgte aspekter ved sagsbehandlingen af ikke arbejdsmarkedsparate kontanthjælpsmodtagere, der antages at flytte dem nærmere arbejdsmarkedet alternativt

Læs mere

Supplerende dokumentation af boligligningerne

Supplerende 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 mere

Uge 13 referat hold 4

Uge 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 mere

Kritisk læsning af kvalitative studier Oversat fra: Critical Appraisal Skills Programme (CASP) Making sense of evidence

Kritisk læsning af kvalitative studier Oversat fra: Critical Appraisal Skills Programme (CASP) Making sense of evidence Kritisk læsning af kvalitative studier Oversat fra: Critical Appraisal Skills Programme (CASP) Making sense of evidence Public Health Resource Unit 2002 http://www.phru.nhs.uk/casp/critical_appraisal_tools.htm

Læs mere

Statistik II 4. Lektion. Logistisk regression

Statistik II 4. Lektion. Logistisk regression Statistik II 4. Lektion Logistisk regression Logistisk regression: Motivation Generelt setup: Dikotom(binær) afhængig variabel Kontinuerte og kategoriske forklarende variable (som i lineær reg.) Eksempel:

Læs mere

Anvendt Statistik Lektion 9. Variansanalyse (ANOVA)

Anvendt Statistik Lektion 9. Variansanalyse (ANOVA) Anvendt Statistik Lektion 9 Variansanalyse (ANOVA) 1 Undersøge sammenhæng Undersøge sammenhænge mellem kategoriske variable: χ 2 -test i kontingenstabeller Undersøge sammenhæng mellem kontinuerte variable:

Læs mere

Risikofaktorudviklingen i Danmark fremskrevet til 2020

Risikofaktorudviklingen i Danmark fremskrevet til 2020 23. marts 9 Arbejdsnotat Risikofaktorudviklingen i Danmark fremskrevet til Udarbejdet af Knud Juel og Michael Davidsen Baseret på data fra Sundheds- og sygelighedsundersøgelserne er der ud fra køns- og

Læs mere

Anvendt Statistik Lektion 9. Variansanalyse (ANOVA)

Anvendt Statistik Lektion 9. Variansanalyse (ANOVA) Anvendt Statistik Lektion 9 Variansanalyse (ANOVA) 1 Undersøge sammenhæng Undersøge sammenhænge mellem kategoriske variable: χ 2 -test i kontingenstabeller Undersøge sammenhæng mellem kontinuerte variable:

Læs mere

Ralph Bøge Jensen 20. december 2010. Lønligningen. Resumé:

Ralph 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 mere

Kapitalisering af grundskylden i enfamiliehuse

Kapitalisering af grundskylden i enfamiliehuse Mads Rahbek Jørgensen Anne Kristine Høj Kapitalisering af grundskylden i enfamiliehuse I dette notat redegøres for resultaterne af estimationen af kapitaliseringen af grundskylden i ejendomspriserne som

Læs mere

Mantel-Haenszel analyser. Stratificerede epidemiologiske analyser

Mantel-Haenszel analyser. Stratificerede epidemiologiske analyser Mantel-Haensel analyser Stratificerede epidemiologiske analyser 1 Den epidemiologiske synsvinkel: 1) Oftest asymmetriske (kausale) sammenhænge (Eksposition Sygdom/død) 2) Risikoen vurderes bedst ved hjælp

Læs mere

Løsning til eksamensopgaven i Basal Biostatistik (J.nr.: 1050/06)

Løsning til eksamensopgaven i Basal Biostatistik (J.nr.: 1050/06) Afdeling for Biostatistik Bo Martin Bibby 23. november 2006 Løsning til eksamensopgaven i Basal Biostatistik (J.nr.: 1050/06) Vi betragter 4699 personer fra Framingham-studiet. Der er oplysninger om follow-up

Læs mere

Indkomster. Indkomstfordelingen 2007 2009:2. 1. Indledning

Indkomster. Indkomstfordelingen 2007 2009:2. 1. Indledning Indkomster 2009:2 Indkomstfordelingen 2007 1. Indledning Revision af datagrundlag Revision af metode Begrænsninger i internationale sammenligninger I bestræbelserne på at få skabt et mere dækkende billede

Læs mere

Kvantitative Metoder 1 - Forår 2007. Dagens program

Kvantitative Metoder 1 - Forår 2007. Dagens program Dagens program Hypoteser: kap: 10.1-10.2 Eksempler på Maximum likelihood analyser kap 9.10 Test Hypoteser kap. 10.1 Testprocedure kap 10.2 Teststørrelsen Testsandsynlighed 1 Estimationsmetoder Kvantitative

Læs mere

Supplerende notat om kommunale kontrakter

Supplerende notat om kommunale kontrakter Supplerende notat om kommunale kontrakter En sammenligning af kommunernes brug af forvaltningskontrakter og institutionskontrakter KREVI Dette notat indeholder en kortlægning af kommunernes brug af forvaltningskontrakter

Læs mere

Løn- og prisudvikling i HjemmeServiceerhvervet

Løn- og prisudvikling i HjemmeServiceerhvervet Løn- og prisudvikling i HjemmeServiceerhvervet Rapport 1999 - Erhvervsfremme Styrelsen Marts 2000 Løn- og prisudvikling i HjemmeServiceerhvervet Rapport 1999 - Erhvervsfremme Styrelsen Marts 2000 Indhold

Læs mere

Forholdet mellem omkostninger og kvalitet Hvad ved økonomer om det?

Forholdet mellem omkostninger og kvalitet Hvad ved økonomer om det? Forholdet mellem omkostninger og kvalitet Hvad ved økonomer om det? Anne Hvenegaard Senior projektleder, Dansk Sundhedsinstitut ah@dsi.dk Mine indledende antagelser/kommentarer! Økonomer ved noget om økonomi

Læs mere

Formålet med dette notat er at danne grundlag for denne beslutning. Notatet består af følgende 4 afsnit:

Formålet med dette notat er at danne grundlag for denne beslutning. Notatet består af følgende 4 afsnit: Notat Vedrørende: Notat om valg mellem statsgaranti og selvbudgettering i 2017 Sagsnavn: Budget 2017-20 Sagsnummer: 00.01.00-S00-5-15 Skrevet af: Brian Hansen E-mail: brian.hansen@randers.dk Forvaltning:

Læs mere

Kvantitative metoder 2

Kvantitative 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 mere

Dokumentationsnotat for hypotetisk værdisætningsstudie af værdien af statistisk liv

Dokumentationsnotat for hypotetisk værdisætningsstudie af værdien af statistisk liv d. 29.02.2016 Dokumentationsnotat for hypotetisk værdisætningsstudie af værdien af statistisk liv I dette notat beskrives udførelsen af og resultater fra en spørgeundersøgelse om værdien af statistisk

Læs mere

Mikro-kursus i statistik 1. del. 24-11-2002 Mikrokursus i biostatistik 1

Mikro-kursus i statistik 1. del. 24-11-2002 Mikrokursus i biostatistik 1 Mikro-kursus i statistik 1. del 24-11-2002 Mikrokursus i biostatistik 1 Hvad er statistik? Det systematiske studium af tilfældighedernes spil!dyrkes af biostatistikere Anvendes som redskab til vurdering

Læs mere

SAMFUNDSØKONOMISK AFKAST AF UDDANNELSE

SAMFUNDSØKONOMISK AFKAST AF UDDANNELSE 20. juni 2005 Af Mikkel Baadsgaard, direkte tlf.: 33557721 Resumé: SAMFUNDSØKONOMISK AFKAST AF UDDANNELSE Investeringer i uddannelse er både for den enkelte og for samfundet en god investering. Det skyldes

Læs mere

Simuleringsmodel for livsforløb

Simuleringsmodel for livsforløb Simuleringsmodel for livsforløb Implementering af indkomststokastik i modellen 9. november 2009 Sune Sabiers sep@dreammodel.dk Indledning I forbindelse med EPRN projektet Livsforløbsanalyse for karakteristiske

Læs mere

Økonomisk analyse. Danskerne efterspørger mere viden om GMO

Økonomisk analyse. Danskerne efterspørger mere viden om GMO Økonomisk analyse 4. juni 2014 Axelborg, Axeltorv 3 1609 København V T +45 3339 4000 F +45 3339 4141 E info@lf.dk W www.lf.dk Danskerne efterspørger mere viden om GMO En spørgeskemaundersøgelse foretaget

Læs mere

2 Risikoaversion og nytteteori

2 Risikoaversion og nytteteori 2 Risikoaversion og nytteteori 2.1 Typer af risikoholdninger: Normalt foretages alle investeringskalkuler under forudsætningen om fuld sikkerhed om de fremtidige betalingsstrømme. I virkelighedens verden

Læs mere

Kan immunterapi kobles til livskvalitet? - og kan det betale sig?

Kan immunterapi kobles til livskvalitet? - og kan det betale sig? Kan immunterapi kobles til livskvalitet? - og kan det betale sig? Karin Dam Petersen Seniorforsker, MPH, PhD Center for Folkesundhed, MarselisborgCentret Resumé Baggrund Forskningsspørgsmål 1-5 Diskussion

Læs mere

Logistisk regression

Logistisk regression Logistisk regression http://biostat.ku.dk/ kach/css2 Thomas A Gerds & Karl B Christensen 1 / 18 Logistisk regression I dag 1 Binær outcome variable død : i live syg : rask gravid : ikke gravid etc 1 prædiktor

Læs mere

Statistikøvelse Kandidatstudiet i Folkesundhedsvidenskab 28. September 2004

Statistikøvelse Kandidatstudiet i Folkesundhedsvidenskab 28. September 2004 Statistikøvelse Kandidatstudiet i Folkesundhedsvidenskab 28. September 2004 Formål med Øvelsen: Formålet med øvelsen er at analysere om risikoen for død er forbundet med to forskellige vacciner BCG (mod

Læs mere

NOTAT. Projekt om rejsetidsvariabilitet

NOTAT. Projekt om rejsetidsvariabilitet NOTAT Dato J. nr. 15. oktober 2015 2015-1850 Projekt om rejsetidsvariabilitet Den stigende mængde trafik på vejene giver mere udbredt trængsel, som medfører dels en stigning i de gennemsnitlige rejsetider,

Læs mere

Statistik ved Bachelor-uddannelsen i folkesundhedsvidenskab. Introduktion

Statistik ved Bachelor-uddannelsen i folkesundhedsvidenskab. Introduktion Statistik ved Bachelor-uddannelsen i folkesundhedsvidenskab Introduktion 1 Formelt Lærere: Esben Budtz-Jørgensen Jørgen Holm Petersen Øvelseslærere: Berivan+Kathrine, Amalie+Annabell Databehandling: SPSS

Læs mere

Tidsseriemodeller for bilpark og årskørsel per bil

Tidsseriemodeller for bilpark og årskørsel per bil Tidsseriemodeller for bilpark og årskørsel per bil Mogens Fosgerau Danmarks TransportForskning mf@dtf.dk 1 Indledning Dette papir omhandler en del af en aggregeret prognosemodel for dansk vejtrafik, kaldet

Læs mere

Alkoholforebyggelse blandt danske skoleelever

Alkoholforebyggelse blandt danske skoleelever Alkoholforebyggelse blandt danske skoleelever Ph.d.-studerende, Lotte Vallentin-Holbech Forskningsassistent, Birthe Rasmussen Lektor, Ph.d., Christiane Stock Forskningsenheden for Sundhedsfremme, Syddansk

Læs mere

Ministeriet for fødevarer, landbrug og fiskeri

Ministeriet for fødevarer, landbrug og fiskeri Ministeriet for fødevarer, landbrug og fiskeri Nøglehulsmærket 2008 Undersøgelsen er gennemført i Danmark, Sverige og Norge i perioden medio december 2008 til primo januar 2009 Side 1 Summary med grafer

Læs mere

WACC VURDERING AF DONG S SYNSPUNKTER. Markedsrisikopræmie for perioden

WACC VURDERING AF DONG S SYNSPUNKTER. Markedsrisikopræmie for perioden BILAG 23 WACC 10. november 2016 Engros & Transmission 14/11594 LVT/MHB/SAAN/IHO VURDERING AF DONG S SYNSPUNKTER Markedsrisikopræmie for perioden 1980-2015 1. DONG mener, at det er forkert, at SET anvender

Læs mere

Mikroøkonomi Projektopgave: Valg Under Usikkerhed

Mikroøkonomi Projektopgave: Valg Under Usikkerhed Mikroøkonomi Projektopgave: Valg Under Usikkerhed Peter Norman Sørensen, Økonomisk Institut Forår 2003 1. Formalia [10 minutter] Denne obligatoriske projektopgave er en guide til selvstudium af kapitel

Læs mere

Mikro-kursus i statistik 2. del Mikrokursus i biostatistik 1

Mikro-kursus i statistik 2. del Mikrokursus i biostatistik 1 Mikro-kursus i statistik 2. del 24-11-2002 Mikrokursus i biostatistik 1 Hvad er hypotesetestning? I sundhedsvidenskab:! Hypotesetestning = Test af nulhypotesen Hypotese-testning anvendes til at vurdere,

Læs mere

Personlig stemmeafgivning

Personlig stemmeafgivning Ib Michelsen X 2 -test 1 Personlig stemmeafgivning Efter valget i 2005 1 har man udspurgt en mindre del af de deltagende, om de har stemt personligt. Man har svar fra 1131 mænd (hvoraf 54 % har stemt personligt

Læs mere

9. Chi-i-anden test, case-control data, logistisk regression.

9. Chi-i-anden test, case-control data, logistisk regression. Biostatistik - Cand.Scient.San. 2. semester Karl Bang Christensen Biostatististisk afdeling, KU kach@biostat.ku.dk, 35327491 9. Chi-i-anden test, case-control data, logistisk regression. http://biostat.ku.dk/~kach/css2014/

Læs mere

Estimation og usikkerhed

Estimation og usikkerhed Estimation og usikkerhed = estimat af en eller anden ukendt størrelse, τ. ypiske ukendte størrelser Sandsynligheder eoretisk middelværdi eoretisk varians Parametre i statistiske modeller 1 Krav til gode

Læs mere

Module 4: Ensidig variansanalyse

Module 4: Ensidig variansanalyse Module 4: Ensidig variansanalyse 4.1 Analyse af én stikprøve................. 1 4.1.1 Estimation.................... 3 4.1.2 Modelkontrol................... 4 4.1.3 Hypotesetest................... 6 4.2

Læs mere

Statistik II 1. Lektion. Analyse af kontingenstabeller

Statistik II 1. Lektion. Analyse af kontingenstabeller Statistik II 1. Lektion Analyse af kontingenstabeller Kursusbeskrivelse Omfang 5 kursusgange (forelæsning + opgaveregning) 5 kursusgange (mini-projekt) Emner Analyse af kontingenstabeller Logistisk regression

Læs mere

Lighed fremmer tilliden for både rige og fattige

Lighed fremmer tilliden for både rige og fattige Lighed fremmer tilliden for både rige og fattige Hvis man lever i et land med lav ulighed, har man generelt mere tillid til andre mennesker, end hvis man lever i et land med høj ulighed. Dette gælder,

Læs mere

Sundhedsøkonomi. Jytte Seested Nielsen 1

Sundhedsøkonomi. Jytte Seested Nielsen 1 Sundhedsøkonomi Studenterbroen, onsdag den 20. oktober 2009 Jytte Seested Nielsen, adjunkt, Institut for Sundhedstjenesteforskning, Enheden for Sundhedsøkonomi, SDU Jytte Seested Nielsen 1 Hvem er jeg?

Læs mere

Uddybende beregninger til Produktivitetskommissionen

Uddybende 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 mere

NOTAT 30. juni Klima og energiøkonomi. Side 1

NOTAT 30. juni Klima og energiøkonomi. Side 1 NOTAT 30. juni 2015 Klima og energiøkonomi. Forbedring af den nationale elprisstatistik for erhverv Energistyrelsen har i samarbejde med Dansk Energi, Dansk Industri og Danmarks Statistik udført et pilotprojekt

Læs mere

Værktøjshjælp for TI-Nspire CAS Struktur for appendiks:

Værktøjshjælp for TI-Nspire CAS Struktur for appendiks: Værktøjshjælp for TI-Nspire CAS Struktur for appendiks: Til hvert af de gennemgåede værktøjer findes der 5 afsnit. De enkelte afsnit kan læses uafhængigt af hinanden. Der forudsættes et elementært kendskab

Læs mere

Regionale trafikanters præferencer for kollektiv trafik

Regionale trafikanters præferencer for kollektiv trafik Regionale trafikanters præferencer for kollektiv trafik Jane Ildensborg-Hansen TetraPlan A/S Kronprinsessegade 46 E 1306 København K Tlf. 33 73 71 00, Fax: 33 73 71 01 E-mail: jih@tetraplan.dk Homepage:

Læs mere

Modtagelse af svært tilskadekomne.

Modtagelse af svært tilskadekomne. Modtagelse af svært tilskadekomne. Siden 1996 har vi på Odense Universitetshospital haft en særlig registrering af svært tilskadekomne, både fra trafikuheld og fra øvrige ulykker. Disse registreringer

Læs mere

Stikprøver og stikprøve fordelinger. Stikprøver Estimatorer og estimater Stikprøve fordelinger Egenskaber ved estimatorer Frihedsgrader

Stikprøver og stikprøve fordelinger. Stikprøver Estimatorer og estimater Stikprøve fordelinger Egenskaber ved estimatorer Frihedsgrader Stikprøver og stikprøve fordelinger Stikprøver Estimatorer og estimater Stikprøve fordelinger Egenskaber ved estimatorer Frihedsgrader Statistik Statistisk Inferens: Prediktere og forekaste værdier af

Læs mere

Statistik ved Bachelor-uddannelsen i folkesundhedsvidenskab. Uafhængighedstestet

Statistik ved Bachelor-uddannelsen i folkesundhedsvidenskab. Uafhængighedstestet Statistik ved Bachelor-uddannelsen i folkesundhedsvidenskab Uafhængighedstestet Eksempel: Bissau data Data kommer fra Guinea-Bissau i Vestafrika: 5273 børn blev undersøgt da de var yngre end 7 mdr og blev

Læs mere