Slides til Makro 2, Forelæsning oktober 2005 Chapter 6
|
|
- Rasmus Jørgensen
- 8 år siden
- Visninger:
Transkript
1 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 K t+1 K t = s K Y t δk t K 0 H t+1 H t = s H Y t δh t H 0 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen October L t+1 =(1+n)L t L 0 A t+1 =(1+g)A t A 0 Parametre: α ϕ s K s H δng hvor empiriske observationer indikerer α = 1/3ϕ = 1/3 Tilstandsvariable: K t H t L t A t
2 1 Definér: k t BEVÆGELSESLOVEN K t A t L t = k t A t h t H t A t L t = h t A t ỹ t Y t A t L t = y t A t 5 Indsæt ỹ t = k t α h ϕ t for TRANSITIONSLIGNINGERNE: k t+1 = sk k t α h ϕ t +(1 δ) k t h t+1 = sh k t α h ϕ t +(1 δ) h t 2 Fra Y t = K α t Hϕ t (A tl t ) er: ỹ t = k α t h ϕ t 3 Kapital-akkumulationsligningerne gentaget: K t+1 = s K Y t +(1 δ)k t H t+1 = s H Y t +(1 δ)h t 4 Dividér på begge sider af hver med A t+1 L t+1 : k t+1 = h t+1 = sk ỹ t +(1 δ) k t sh ỹ t +(1 δ) h t Givet k 0 og h 0 bestemmer de ( k t ) og ( h t ) Vi viser: 1) Der er en veldefineret steady state 2) Numeriske simulationer tyder på konvergens mod den for rimelige parameterværdier 3) For lineær approksimation omkring steady state holder konvergens analytisk 6 k t hhv h t på begge sider for SOLOWLIGNINGERNE: k t+1 k t = h t+1 h t = sk k t α h ϕ t () k t sh k t α h ϕ t () h t
3 STEADY STATE k t+1 = k t = k og h t+1 = h t = h giver: hvorfra: ỹ = y t = A t s 1 ϕ sϕ H k = K s α K s1 α H h = s K s K! α! α 1 1 s H s H! ϕ! ϕ Steady state-udsigelsen: ln yt α =lna t + 1 α ϕ [ln s K ln ()] ϕ + 1 α ϕ [ln s H ln ()] Elasticiteten i y t medhensyntil: s K er nu s H er α ϕ (n + g + δ) er α+ϕ mod før (i Solow-modellen) α mod før α 1 α 1 α Empiri: Tværlande-estimation med 77 lande: ln y00 i h = ln s i K ln(n i +075 i (se=014) h ln s i H ln ³ n i i adjr 2 =079 (se=011)
4 FASEDIAGRAMMET Vend tilbage til Solow-ligningerne: k t+1 k t = sk k t α h ϕ t () k t h t+1 h t = sh k t α h ϕ t () h t Fra disse: k t =0 h t = s K s h t =0 h t = H! 1 ϕ k1 α ϕ t! 1 1 ϕ α k 1 ϕ t Bruges til at tegne fasedigrammet:
5 KOMPARATIV ANALYSE I FASEDIAGRAMMET En stigning i s H forskyder h h t =0 i opad Først stiger kun h t Hvordan udvikler ỹ t sig og hvad med y t =ỹ t A t?væksthop!
6 STRUKTUREL POLITIK FOR STEADY STATE y t = A t s K c t = A t (1 s K s H )! α s H! α s K! ϕ s H 1 Virkningerne af s K og n kvalitativt som før men: Elasticiteterne er kvantitativt langt mere plausible nu og n virker stærkere end s K! 2 s H virker meget ligesom s K Golden rule: s K = α og s H = ϕ Det interessante nye spørgsmål er:! ϕ 3 Skal det offentlige søge at fremme uddannelsesinvesteringer (op til golden rule) ved på forskellig måde at subsidiere uddannelse? (DetteskerivoldsomtomfangfxiDanmark) Svar: Ja hvis private beslutninger ikke kan forventes at føre til et samfundsmæssigt set gunstigt udfald: imperfekte lånemarkeder (adverse selection = modsat udvælgelse ) imperfekt forsikringsmarkeder (moral hazard = moralfare ) eksternaliteter ufuldkommen viden hos private om afkastet ved uddannelse fordelingshensyn (den sociale arv)
7 STABILITET AF STEADY STATE SIMULATION Steady state-udsigelsen er empirisk set imponerende og har interessante politik-implikationer Fremviser også balanceret vækst: k t h t og ỹ t konstante k t h t og y t vokser med konstant rate g w t =(1 α) k t α h ϕ t A t også w t vokser med rate g r t = α k t α 1 h ϕ t r t konstant Men vi ved endnu ikke om modellen implicerer konvergens mod steady state Det vil vi rimeliggøre ved at: - Vise konvergens i numerisk simulation - Vise konvergens analytisk for lineær approksimation omkring steady state Herved får vi også konvergensligningen modellen egentlige udsigelse Konvergensraten beregnes konvergensligningen testes konvergensraten estimeres Sæt: α = ϕ =1/3 s K =02 s H =015 δ =006 n =0ogg =0015 Steady state: k =1422 og h =1067 Simulér med transition- Start i k 0 =16og h 0 =2 sligningerne: k t+1 = h t+1 = sk k t α h ϕ t +(1 δ) k t sh k t α h ϕ t +(1 δ) h t og vis resultatet i fasediagrammet:
8 LINEÆR APPROKSIMATION Skriv transitionsligningerne som: k t+1 = G ³ k t h t h t+1 = L ³ k t h t hvor k = G ³ k h og h = L ³ k h Linearisér (den første) omkring steady state: k t+1 k = Gk ³ k h ³ k t k +G h ³ k h ³ h t h Samtlige spor i det forige maskintegnede fasediagram var lavet på samme vis ud fra alternative startpunkter Brug k t k = k ³ ln k t ln k osv: ln k t+1 ln k = G k ³ k h ³ ln k t ln k + h k G h ³ k h ³ ln h t ln h
9 Samlet lineariseret system med to ligninger: ln k t+1 ln k = G k ³ k h ³ ln k t ln k + h k G h ³ k h ³ ln h t ln h Fra ỹ t = k α t h ϕ t er ln ỹ t = α ln k t + ϕ ln h t Fører til: ln ỹ t+1 ln ỹ = (α + ϕ)()+(1 δ) (ln ỹ t ln ỹ ) ln h t+1 ln h = k h L k ³ k h ³ ln k t ln k +L h ³ k h ³ ln h t ln h 0 < (α + ϕ)()+(1 δ) < 1 ln k t+1 ln k = α ()+(1 δ) ³ ln k t ln k ϕ () ³ + ln h t ln h ln h t+1 ln h = α () ³ ln k t ln k ϕ ()+(1 δ) ³ + ln h t ln h Dette giver konvergensen ỹ t ỹ for t
10 KONVERGENSRATEN Differensligningen ovenfor i ln ỹ t kan også skrives: ln ỹ t+1 ln ỹ t = (1 α ϕ)() (ln ỹ ln ỹ t ) TEST AF KONVERGENSLIGNING og ESTIMATION AF λ Samme differensligning betyder også samme løsning: ln y T ln y 0 T = ln A T ln A 0 + T dvs som ln ỹ t+1 ln ỹ t = λ (ln ỹ ln ỹ t )numed: 1 (1 λ) T T (ln A 0 +lnỹ ln y 0 ) (1 α ϕ)() λ = = (1 α ϕ)(n + g + δ) I Solow-modellen var konvergensraten (1 α)(n + g + δ) Fra empiriske observationer (α = ϕ = 1/3 osv) skulle λ nu være ca 25% (mod i Solow-modellen ca 5%) Det var én af de ting human kapital skulle give os: En lavere teoretisk (beregnet) konvergensrate Med ỹ og (ln A T ln A 0 )/T = g indsat fås konvergensligningen: ln y T ln y 0 T 1 (1 λ)t = g+ T 1 (1 λ)t ln A 0 T 1 (1 λ)t α + T 1 α ϕ [ln s K ln ()] ln y 0 1 (1 λ)t ϕ + T 1 α ϕ [ln s H ln ()]
11 Peger på regression på tværs af lande i: g0060 i = β 0 β 1 ln y60 i + β h 2 ln s i K ln ³ n i i +β 3 h ln s i H ln ³ n i i OLS estimation med 80 lande giver: g i 0060 = (se=0002) ln yi 0 h ln s i K ln ³ n i i (se=0003) h ln s i H ln ³ n i i adjr 2 =049 (se=0003) Growth rate of GDP per worker ln y Growth rate of GDP per worker ln y Growth rate of GDP per worker β 1 = ³ 1 (1 λ) T /T λ =1 (1 Tβ 1 ) 1/T Indsæt T =40 β 1 =0011 ogfåλ =0014 (14%) Usikkerhed: 95% konfidensinterval for λ går fra 08% til 23% Endvidere estimeret α =038 og ϕ = ln y
12 KONKLUSIONER 1 Solow-modellen med human kapital klarer sig bemærkelsesværdigt godt empirisk både mht steady state og konvergens Dette selv under antagelse om samme teknologi og teknologivækst i alle lande 2 Betryggende for politik-implikationer! 3 Fortsat stor usikkerhed på vækstraten (se blot sidste figur) Mere præcision naturligvis ønskeligt 4 Vigtige parametre uforklarede fx s H og s K ogikke mindst: 5 Den teknologiske vækstrate g som bestemmer vækstraten i BNP pr mand i steady state og går kraftigt ind i samme under konvergens er helt uforklaret: Vi har forstået det hele og forstået ingenting 6 Peger mod teori for endogen vækst
Slides 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 mereEksamen på Økonomistudiet 2006-II. Tag-Med-Hjem-Eksamen. Makroøkonomi, 2. årsprøve, Økonomien på langt sigt. Efterårssemestret 2006
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. 10.00 Afleveres torsdag den 4.
Læs mereSlides til Makro 2, Forelæsning 2 14. september 2006 Chapter 3
MAKRO FOR DET LANGE (VS. KORTE) SIGT Slides til Makro 2, Forelæsning 2 14. september 2006 Chapter 3 Peter Birch Sørensen og Hans Jørgen Whitta-Jacobsen September 7, 2006 FÆNOMEN: Trend i vigtige, aggregerede
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 mereEksamen 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 mereMAKRO 2 ENDOGEN VÆKST
ENDOGEN VÆKST MAKRO 2 2. årsprøve Forelæsning 7 Kapiel 8 Hans Jørgen Whia-Jacobsen econ.ku.dk/okojacob/makro-2-f09/makro I modeller med endogen væks er den langsigede væksrae i oupu pr. mand endogen besem.
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 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 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 mereSlides til Makro 2, Forelæsning september 2004 Chapter 3
MAKRO FOR DET LANGE (VS. KORTE) SIGT Slides til Makro 2, Forelæsning 2 13. september 2004 Chapter 3 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen September 8, 2004 FÆNOMEN: Forstå/forklare trend (vs. fluktuationer) i vigtige,
Læs mereSlides til Makro 2, Forelæsning september 2006 Chapter 4
SOLOW-MODELLEN FOR (LILLE) ÅBEN ØKONOMI Slides til Makro 2, Forelæsning 4 28. september 2006 Chapter 4 Peter Birch Sørensen og Hans Jørgen Whitta-Jacobsen September 26, 2006 I lukket økonomi: S t I t =0.
Læs mereMAKRO 2 SOLOW-MODELLEN FOR (LILLE) ÅBEN ØKONOMI. I lukket økonomi:
SOLOW-MODELLEN FOR (LILLE) ÅBEN ØKONOMI I lukket økonomi: MAKRO 2 2. årsprøve S t = I t S t I t =0. Eneste kilde til national investering og kapital er national opsparing. God approksimation, hvis internationale
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 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 KAPITEL 7: GRÆNSER FOR VÆKST? SOLOW-MODELLEN MED NATURRESSOURCER. - uundværlig i frembringelsen af aggregeret output og. 2.
KAPITEL 7: GRÆNSER FOR VÆKST? SOLOW-MODELLEN MED NATURRESSOURCER MAKRO 2 2. årsprøve Klassisk syn: JORDEN/NATUREN er en produkionsfakor, som er - uundværlig i frembringelsen af aggregere oupu og Forelæsning
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 mereBoligmodellens tilpasningstid til en stationær tilstand
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir* Lena Larsen 10. april 1997 Boligmodellens tilpasningstid til en stationær tilstand Resumé: Papiret tager sit udgangspunkt i de multiplikator eksperimenter,
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 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 mereHvad er danskernes gennemsnitshøjde? N = 10. X 1 = 169 cm. X 2 = 183 cm. X 3 = 171 cm. X 4 = 113 cm. X 5 = 174 cm
Kon densintervaller og vurdering af estimaters usikkerhed Claus Thorn Ekstrøm KU Biostatistik ekstrom@sund.ku.dk Marts 18, 2019 Slides @ biostatistics.dk/talks/ 1 Population og stikprøve 2 Stikprøvevariation
Læs mereArbejdsløshed, arbejdsløshedsforsikring og konjunktursvingninger?
Arbejdsløshed, arbejdsløshedsforsikring og konjunktursvingninger? Mette Ejrnæs og Stefan Hochguertel EPRN konference 19. juni 2015 19. juni 2015 1 / 25 Motivation I Danmark har vi en arbejdsløshedsforsikringsordning
Læs mereUGESEDDEL 4 MAKROØKONOMI 1, 2003. Henrik Jensen Københavns Universitets Økonomiske Institut Hjemmeside: www.econ.ku.dk/personal/henrikj/makro1-e2003/
UGESEDDEL 4 MAKROØKONOMI 1, 2003 M -Ø Henrik Jensen Københavns Universitets Økonomiske Institut Hjemmeside: www.econ.ku.dk/personal/henrikj/makro1-e2003/ I uge 39 (23/9 og 26/9) har vi gennemgået: I.b.
Læs mereµ = κ (θ); Kanonisk link, θ = g(µ) Poul Thyregod, 9. maj Specialkursus vid.stat. foraar 2005
Hierarkiske generaliserede lineære modeller Lee og Nelder, Biometrika (21) 88, pp 987-16 Dagens program: Mandag den 2. maj Hierarkiske generaliserede lineære modeller - Afslutning Hierarkisk generaliseret
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 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 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 mereMATEMATIK A-NIVEAU Vejledende eksempler på eksamensopgaver og eksamensopgaver i matematik, 2012 Differentialligninger
MATEMATIK A-NIVEAU Vejledende eksempler på eksamensopgaver og eksamensopgaver i matematik, 2012 Differentialligninger 2016 MATEMATIK A-NIVEAU Vejledende eksempler på eksamensopgaver og eksamensopgaver
Læs mereØKONOMISKE PRINCIPPER II
ØKONOMISKE PRINCIPPER II 1. årsprøve, 2. semester Forelæsning 9 Pensum: Mankiw & Taylor kapitel 30 Claus Thustrup Kreiner www.econ.ku.dk/ctk/principperii Introduktion Hvorfor har vi ikke enøre mønter mere?
Læs mereMAKRO 1 PENGE OG INFLATION (PÅ LANGT SIGT) Nævnes altid sammen. Hvorfor?
PENGE OG INFLATION (PÅ LANGT SIGT) MAKRO 1 1. årsprøve Forelæsning 3 Pensum: Mankiw kapitel 4 Nævnes altid sammen. Hvorfor? Hvis penge ikke blot er varepenge, men fiat money, er der en meget vigtig sondring
Læs merehvor y antages approksimeret ved normalfordeling med middelværdi y og varians va^r(y): y ± u 1-/2 # cv(y) # y = y(1 ± u 1-/2 # cv(y))
1 Opgave II.1 a) Stikprøvevariansen er vidt forskellig for de fire varetyper, men denne absolutte størrelse er vanskelig at sammenligne på tværs af varetyper, da disse har vidt forskellige niveauer, målt
Læs mereProjekt 6.1 Rygtespredning - modellering af logistisk vækst
Projekt 6.1 Rygtespredning - modellering af logistisk vækst (Projektet anvender værktøjsprogrammet TI Nspire) Alle de tilstedeværende i klassen tildeles et nummer, så med 28 elever i klassen uddeles numrene
Læs mereTema. Dagens tema: Indfør centrale statistiske begreber.
Tema Dagens tema: Indfør centrale statistiske begreber. Model og modelkontrol Estimation af parametre. Fordeling. Hypotese og test. Teststørrelse. konfidensintervaller Vi tager udgangspunkt i Ex. 3.1 i
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 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 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 mereSimpel Lineær Regression
Simpel Lineær Regression Mål: Forklare variablen y vha. variablen x. Fx forklare Salg (y) vha. Reklamebudget (x). Vi antager at sammenhængen mellem y og x er beskrevet ved y = β 0 + β 1 x + u. y: Afhængige
Læs mereTeoretiske Øvelser Mandag den 13. september 2010
Hans Kjeldsen hans@phys.au.dk 6. september 00 eoretiske Øvelser Mandag den 3. september 00 Computerøvelse nr. 3 Ligning (6.8) og (6.9) på side 83 i Lecture Notes angiver betingelserne for at konvektion
Læs mereMAKRO 1 DEN ÅBNE ØKONOMI. LUKKET vs. ÅBEN ØKONOMI: Handel: Eksport og import af varer og tjenesteydelser. 2. årsprøve
DEN ÅBNE ØKONOMI MAKRO 1 2. årsprøve Forelæsning 6 Pensum: Mankiw kapitel 5 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen econ.ku.dk/okojacob/makro-1-e06/makro LUKKET vs. ÅBEN ØKONOMI: Handel: Eksport og import af varer
Læs mereMAKRO 1 PENGEUDBUD OG -EFTERSPØRGSEL, CH. 18. Penge i vores modeller: Pengeudbud, ofte eksogen politikvariabel. Pengeefterspørgsel, evt.
PENGEUDBUD OG -EFTERSPØRGSEL, CH 18 MAKRO 1 Penge i vores modeller: M = P L(i, Y ) årsprøve Forelæsning 16 Pensum: Mankiw kapitel 18 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen econkudk/okojacob/makro-1-e07/makro Pengeudbud,
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 mereMAKRO 1 SRAS-KURVEN. Y = Ȳ + α(p P e ). 2. årsprøve. Forelæsning 15. Pensum: Mankiw kapitel 13. Hans Jørgen Whitta-Jacobsen
SRAS-KURVEN MAKRO 1 Y = Ȳ + (P P e ). 2. årsprøve Forelæsning 15 Pensum: Mankiw kapitel 13 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen econ.ku.dk/okojacob/makro-1-e07/makro 1. P = P e Y = Ȳ. SRAS-kurven går igennem punktet
Læs merei en voksende økonomi
Den offentlige sektor i en voksende økonomi Peter Stephensen DREAM Arbejdspapir 2012:3 December 2012 Abstract I papiret opstilles en simpel generel ligevægtsmodel, hvor den offentlige sektor beskrives
Læs mereReestimation af importrelationerne
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir Martin Vesterbæk Mortensen 3. oktober 23* Reestimation af importrelationerne Resumé: I dette papir reestimeres importrelationerne. Der benyttes en udvidet dataperiode
Læs mereReformulering af Lagerrelationen
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir Martin Vesterbæk Mortensen 24. september 21 Reformulering af Lagerrelationen Resumé: Vi omformulerer lagerrelationen, hvor der indgår et skøn på lagerbeholdningen.
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 mereMAKRO 1 AS-AD-MODELLEN, CH. 13. IS-LM modellen for lukket økonomi gav os en ADkurve (IS) Y = C(Y T )+I(r)+G M. 1. årsprøve (LM) Forelæsning 12
AS-AD-MODELLEN, CH. 13 MAKRO 1 1. årsprøve IS-LM modellen for lukket økonomi gav os en ADkurve sådan her: Y = C(Y T )+I(r)+G M P = L(r, Y ) (IS) (LM) Forelæsning 12 Pensum: Mankiw kapitel 13 Aggregeret
Læs mereModul 12: Regression og korrelation
Forskningsenheden for Statistik ST01: Elementær Statistik Bent Jørgensen Modul 12: Regression og korrelation 12.1 Sammenligning af to regressionslinier........................ 1 12.1.1 Test for ens hældning............................
Læs mereRygtespredning: Et logistisk eksperiment
Rygtespredning: Et logistisk eksperiment For at det nu ikke skal ende i en omgang teoretisk tørsvømning er det vist på tide vi kigger på et konkret logistisk eksperiment. Der er selvfølgelig flere muligheder,
Læs mereEpidemi. Matematik. Indermohan Singh Walia, Egedal Gymnasium & HF
Matematik Epidemi Indermohan Singh Walia, Egedal Gymnasium & HF Denne artikel er skrevet som den matematiske teori til beskrivelse af udvikling af en epidemi i en befolkning. Den matematiske model indeholder
Læs mereUgeseddel 8. Gruppearbejde:
Ugeseddel 8 Gruppearbejde: 1. Ved at nkludere en dummyvarabel for et bestemt landeområde, svarer tl at konstatere, at dsse lande har nogle unkke karakterstka, som har betydnng for væksten, som kke gør
Læs mereTest 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 mereKræver generelt at diverse ventetider er eksponentialfordelte. Faste rammer for serverdiscipliner mv. Svært at modellere ikke-standard køsystemer.
Opsamling eksakte modeller Fordele Praktiske til initierende analyser/dimensionering Ofte nemme at regne på. Kan bruges til at løse optimeringsopgaver, som ellers ville kræve snedige simulationsdesigns.
Læs merePost-keynesiansk vækstteori og den metodologiske forankring.
Jesper Jespersen Jesperj@ruc.dk 14. maj 2007 Post-keynesiansk vækstteori og den metodologiske forankring. Gæsteforelæsning, Københavns Universitet, auditorium A Tirsdag, den 15. maj 2007, kl. 10.15-12.00
Læs mereI dag. Statistisk analyse af en enkelt stikprøve med kendt varians Sandsynlighedsregning og Statistik (SaSt) Eksempel: kobbertråd
I dag Statistisk analyse af en enkelt stikprøve med kendt varians Sandsynlighedsregning og Statistik SaSt) Helle Sørensen Først lidt om de sidste uger af SaSt. Derefter statistisk analyse af en enkelt
Læs mereMAKRO 1 KAP. 12: KORTSIGTSMODEL FOR STOR ÅBEN ØKONOMI MED FRIE KAPITALBEVÆGELSER. Husk opsparings / investeringsbalancen i åben økonomi:
KAP. 12: KORTSIGTSMODEL FOR STOR ÅBEN ØKONOMI MED FRIE KAPITALBEVÆGELSER MAKRO 1 2. årsprøve Forelæsning 14 Husk opsparings / investeringsbalancen i åben økonomi: NX = (Y C G) I = S I = CF Husk videre
Læs mere1. Bevægelse med luftmodstand
Programmering i TI nspire. Michael A. D. Møller. Marts 2018. side 1/7 1. Bevægelse med luftmodstand Formål a) At lære at programmere i Basic. b) At bestemme stedbevægelsen for et legeme, der bevæger sig
Læs mereMatematisk Modellering 1 Cheat Sheet
By a team of brave computer scientists: Mads P. Buch, Tobias Brixen, Troels Thorsen, Peder Detlefsen, Mark Gottenborg, Peter Krogshede - 1 Contents 1 Basalt 3 1.1 Varianser...............................
Læs mereOm grundforløbets indflydelse på ADAMs multiplikatoregenskaber i modelversionerne oktober 1991 og marts 1995
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir* Tony Maarsleth Kristensen 7..96 Om grundforløbets indflydelse på ADAMs multiplikatoregenskaber i modelversionerne oktober 99 og marts 99 Resumé: ADAMs multiplikatorer
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 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 mereRettevejledning til Eksamensopgave i Makroøkonomi, 2. årsprøve: Økonomien på kort sigt Eksamenstermin 2002 II. (ny studieordning)
Rettevejledning til Eksamensopgave i Makroøkonomi, 2. årsprøve: Økonomien på kort sigt Eksamenstermin 2002 II. (ny studieordning) De relevante dele af pensum er især del 2 i kapitel 20 samt dele af kapitel
Læs mereKvantitative metoder 2
Gentagne tværsnit og paneldata Kvantitative metoder 2 Gentagne tværsnit og panel data II 9. maj 2007 I dag: To-periode panel data: Følger de samme individer over to perioder (13.3-4) Unobserved effects
Læs mereKvantitative metoder 2
Opgave fra sidst (Gauss-Markov teoremet) Kvantitative metoder Inferens i den lineære regressionsmodel 7. marts 007 Opgave: Vis at hvis M = I X X X X ( ' ) ' er M idempoten dvs der gælder gælder M = M '
Læs mereTeoretisk Statistik, 9 marts nb. Det forventes ikke, at alt materialet dækkes d. 9. marts.
Teoretisk Statistik, 9 marts 2005 Empiriske analoger (Kap. 3.7) Normalfordelingen (Kap. 3.12) Opsamling på Kap. 3 nb. Det forventes ikke, at alt materialet dækkes d. 9. marts. 1 Empiriske analoger Betragt
Læs mereMAKROØKONOMI. Arbejdsmarkedet i basale klassiske model: 1. årsprøve, 2. semester. Forelæsning 6. Ligevægtsarbejdsløshed. Pensum: Mankiw kapitel 6
Arbejdsmarkedet i basale klassiske model: MAKROØKONOMI 1. årsprøve, 2. semester Forelæsning 6 Ligevægtsarbejdsløshed Pensum: Mankiw kapitel 6 Claus Thustrup Kreiner www.econ.ku.dk/cth/makro.htm Reallønnen
Læs mereBilag A. Dexia-obligationen (2002/2007 Basis)
Bilag A Dexia-obligationen (2002/2007 Basis) Også kaldet A.P. Møller aktieindekseret obligation (A/S 1912 B). Dette værdipapir som i teorien handles på Københavns Fondsbørs (omend med meget lille omsætning)
Læs mereStokastiske processer og køteori
Stokastiske processer og køteori 9. kursusgang Anders Gorst-Rasmussen Institut for Matematiske Fag Aalborg Universitet 1 OPSAMLING EKSAKTE MODELLER Fordele: Praktiske til initierende analyser/dimensionering
Læs mere12. september Epidemiologi og biostatistik. Forelæsning 4 Uge 3, torsdag. Niels Trolle Andersen, Afdelingen for Biostatistik. Regressionsanalyse
. september 5 Epidemiologi og biostatistik. Forelæsning Uge, torsdag. Niels Trolle Andersen, Afdelingen for Biostatistik. Lineær regressionsanalyse - Simpel lineær regression - Multipel lineær regression
Læs mereKvantitative Metoder 1 - Forår 2007
Dagens program Kapitel 8.7, 8.8 og 8.10 Momenter af gennemsnit og andele kap. 8.7 Eksempel med simulationer Den centrale grænseværdisætning (Central Limit Theorem) kap. 8.8 Simulationer Normalfordelte
Læs mereLøsningsforslag MatB December 2013
Løsningsforslag MatB December 2013 Opgave 1 (5 %) a) En linje l går gennem punkterne: P( 2,3) og Q(2,1) a) Bestem en ligning for linjen l. Vi ved at linjen for en linje kan udtrykkes ved: y = αx + q hvor
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 mereYderligere strukturreformer, som øger arbejdsudbuddet, vil også for fremtiden kunne bidrage til den økonomiske vækst.
Det har været en central succeskriterium for den økonomiske strukturpolitik i Danmark at øge arbejdsudbuddet, bl.a. med skatte-, arbejdsmarkeds- og velfærdsreformer. Målsætningen med øget arbejdsudbud
Læs mereEn hurtig approksimativ beregning af usikkerheden om den fremtidige pension
En hurtig approksimativ beregning af usikkerheden om den fremtidige pension Claus Munk 1. september 017 1 Sammenfatning Den pension, som en pensionsopsparer en kunde) ender med at få, er usikker både på
Læs mereEt eksempel på en todimensional normalfordeling Anders Milhøj September 2006
Et eksempel på en todimensional normalfordeling Anders Milhøj September 006 I dette notat gennemgås et eksempel, der illustrerer den todimensionale normalfordelings egenskaber. Notatet lægger sig op af
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 mereOut-of-sample forecast samt reestimation af ADAMs lønligning
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir* Peter Agger Troelsen 31. oktober 2013 Out-of-sample forecast samt reestimation af ADAMs lønligning Resumé: Papiret reestimerer ADAMs lønligning og vurderer
Læs mereØkonometri 1. Inferens i den lineære regressionsmodel 25. september Økonometri 1: F6 1
Økonometri 1 Inferens i den lineære regressionsmodel 25. september 2006 Økonometri 1: F6 1 Oversigt: De næste forelæsninger Statistisk inferens: hvorledes man med udgangspunkt i en statistisk model kan
Læs mereMM501 forelæsningsslides
MM50 forelæsningsslides uge 36, 2009 Produceret af Hans J. Munkholm Nogle talmængder s. 3 N = {, 2, 3, } omtales som de naturlige tal eller de positive heltal. Z = {0, ±, ±2, ±3, } omtales som de hele
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 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 mereSlides til Makro 2 Forelæsning 1 Introduktion til det lange sigt Chapter 1 (minus Section 1.5)
MAKRO 2: Slides til Makro 2 Forelæsning 1 Introduktion til det lange sigt Chapter 1 (minus Section 1.5) I dag: Økonomien på Langt Sigt Vækst, Vedvarende Arbejdsløshed og Strukturpolitik 1. Praktiske oplysninger
Læs mereLineær og logistisk regression
Faculty of Health Sciences Lineær og logistisk regression Susanne Rosthøj Biostatistisk Afdeling Institut for Folkesundhedsvidenskab Københavns Universitet sr@biostat.ku.dk Dagens program Lineær regression
Læs mere4. september 2003. π B = Lungefunktions data fra tirsdags Gennemsnit l/min
Epidemiologi og biostatistik Uge, torsdag 28. august 2003 Morten Frydenberg, Institut for Biostatistik. og hoste estimation sikkerhedsintervaller antagelr Normalfordelingen Prædiktion Statistisk test (udfra
Læs mereVÆKSTFONDEN ANALYSE Vækstfondens porteføljevirksomheder: Aktivitet og effekter
VÆKSTFONDEN ANALYSE 2018 Vækstfondens porteføljevirksomheder: Aktivitet og effekter AKTIVITETEN I VÆKSTFONDENS VIRKSOMHEDSPORTEFØLJE I 2017 foretog Vækstfonden 804 medfinansieringer, og har siden 1992
Læs mereAnvendt Statistik Lektion 5. Sammenligning af to grupper * Sammenligning af middelværdier * Sammenligning af andele
Anvendt Statistik Lektion 5 Sammenligning af to grupper * Sammenligning af middelværdier * Sammenligning af andele Motiverende eksempel Antal minutter brugt på rengøring/madlavning: Rengøring/Madlavning
Læs mereDen personlige skattepligtige indkomst
Danmarks Statistik MODELGRUPPEN Arbejdspapir Birgitte A. Mathiesen 10. marts 1994 Den personlige skattepligtige indkomst Resumé: Formålet med dette papir er at reestimere relationen for skattepligtig indkomst.
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 mereMAKRO 1 PENGE OG INFLATION PÅ LANGT SIGT. Fiat money (betalingsmiddel) vs. commodity money (byttemiddel). Nominel pris vs. relativ pris. 2.
PENGE OG INFLATION PÅ LANGT SIGT MAKRO 1 2. årsprøve Forelæsning 4 Pensum: Mankiw kapitel 4 Hans Jørgen Whitta-Jacobsen econ.ku.dk/okojacob/makro-1-e07/makro Fiat money (betalingsmiddel) vs. commodity
Læs mereVÆKSTFONDEN ANALYSE Vækstfondens porteføljevirksomheder: Aktivitet og effekter
VÆKSTFONDEN ANALYSE 2017 Vækstfondens porteføljevirksomheder: Aktivitet og effekter AKTIVITETEN I VÆKSTFONDENS VIRKSOMHEDSPORTEFØLJE I 2016 foretog Vækstfonden 810 medfinansieringer af små og mellemstore
Læs mere