Er inflasjonsmål velegnet som styringsmål i en liten, åpen økonomi?

Størrelse: px
Begynne med side:

Download "Er inflasjonsmål velegnet som styringsmål i en liten, åpen økonomi?"

Transkript

1 Er inflasjonsmål velegnet som styringsmål i en liten, åpen økonomi? Ragnar Nymoen Økonomisk institutt, Universitetet i Oslo 22. april, Innledning Den 29. mars 2001 innførte Norge inflasjonsstyring. I stedet for en pengepolitikk med hovedvekt på stabilisering av valutakursen, forpliktet Norges Bank seg til å stabilisere inflasjonen på et nivå rundt 2,5 prosent per år. Dette er i samsvar med en internasjonal tendens på 1990-tallet, der land som Canada, New Zealand, Sverige og Storbritannia la om pengepolitikken i retning av å styre mot eksplisitte inflasjonsmål. Ved inflasjonsstyring blir rentas innvirkning på inflasjonen den sentrale sammenhengen for pengepolitikken, og inflasjonsprognosen blir det operasjonelle målet. Denfagligedebattenominflasjonsstyring setter derfor transmisjonsmekanismen i fokus, påtrossavatbådemålet(inflasjonen) og virkemidlet (renta) jo begge er rent nominelle størrelser. I dette foredraget diskuterer jeg først, i avsnitt 2, spørsmålet om pengepolitiske mål og virkemiddeler, og vurderer premissene for at et inflasjonsmål ble valgt. I avsnitt 3 drøftes flere spørsmål som reiser seg i forbindelse med at pengepolitikken er framoverskuende: Hva betyr det egentlig at det er inflasjonsprognosen 2 år fram i tid som er det operative målet for politikken? Hvilke konsekvenser har det for virkemiddelbruk, og for mulighetene for måloppnåelse? Har det framoverskuende aspektet konsekvenser for hva slags modeller som Norges Bank bør benytte seg av? I avsnitt 4 bruker jeg en økonometrisk modell til å kartlegge sammenhengen mellom rente og inflasjon. Økonometriske modeller er som kjent konstruert ved å teste teorier mot data, og bør stå sentralt i utøvelsen av inflasjonsstyring, som i hele sin motivasjon og orientering er svært modellavhengig. Det kan uten tvil medføre store kostnader å basere politikken på utestede modeller, dersom modellene i ettertid skulle vise seg å ha egenskaper som slett ikke stemmer overens med norsk økonomis virkemåte. I litteraturen om pengepolitikk er det blitt vanlig å sammenfatte sentralbankens handlingsmønster i begrepet reaksjonsfunksjon. I avsnitt 5 vises et eksempel på kontrafaktisk analyse: Hvordan ville renta utviklet seg på 1990 tallet der- Foredrag på Valutaseminaret, Gausdal 27. januar 2003, arrangert av Samfunnsøkonomenes forening. Takk til Hilde C. Bjørnland for kommentarer. Deler av foredraget bygger på fellesarbeider med Gunnar Bårdsen, Øyvind Eitrheim og Eilev S. Jansen, uten at noen av disse nødvendigvis deler vurderingene og synspunktene i dette foredraget. Avsnitt 4 og 5 inneholder oppdaterte beregninger som er blitt presentert i Bårdsen og Nymoen (2003), og er foretatt i samarbeid med Gunnar Bårdsen. 1

2 som Norges Bank hadde fulgt en spesifikk handlingsregel? Avsnitt 6 inneholder en avsluttende diskusjon av viktige utfordringer for inflasjonsstyring i tiden framover. 2 Pengepolitiske mål og virkemidler Den aktuelle pengepolitiske debatten dreier seg om to mulige mål, inflasjonsrate og valutakursnivå, som legger beslag på to virkemidler, rente og valutareserver. I dagens situasjon, med frie kapitalbevegelser, er det imidlertid slik at valutareservene taper sin innflytelse over for eksempel valutakursen (som mål), dersom kapitalmobiliteten er stor og såkalte steriliserte intervensjoner ikke lar seg gjennomføre. Kapitalmobiliteten er riktignok ingen konstant størrelse, men avhenger av de underliggende etterspørselsfunksjonene etter valuta. Derfor er det fullt mulig at det i perioder kan inntreffe endringer i f.eks rentedifferanen mellom Norge og utlandet, som ikke medfører spesielt dramatiske endringer valutareservene. Men vi har på den annen side erfaringer som tyder på at kapitalmobiliteten kan bli stor nettopp i situasjoner der en skulle ønske å bruke valutareservene for å styre kronekursen, slik som i november Uansett kan det virke naivt å basere politikken på at perfekt kapitalmobilitet ikke inntreffer i markedet. Vi skal derfor i fortsettelsen anse renta som det eneste pengepolitiske virkemidlet, altså har vi en enkel situasjon med ett virkemiddel og (i høyden) ett mål: Inflasjonsraten eller valutakursen. E Høy kapitalmobilitet Destabiliserende forventninger Lav kapitalmobilitet r Figur 1: Valutamarkedet: Sammenhengen mellom valutakurs og rente (Er-kurver) avhenger av graden av kapitalmobilitet og av forventninger om depresieringsraten. Høere E betyr svakere krone. 2

3 2.1 Renta som virkemiddel i valutamarkedet Vi ser at vi allerede i begrunnelsen for antall virkemidler legger avgjørende vekt på åpenheten i norsk økonomi, og spesielt på valutamarkedet. Oppfatninger og tro om hvordan valutamarkedet fungerer legger derfor viktige føringer på pengepolitisk analyse og politikkanbefalinger. Heldigvis er selve grunnskjemaet for analyse av valutamarkedet enkelt og oversiktlig. Vi baserer oss på at dynamikken i valutamarkedet er preget av kortsiktige formuesdisposisjoner. Aktørene i markedet er innenlandske og utenlandske investorer (spekulanter) og den innenlandske pengemyndighet. Dersom valutareservene ligger fast kan vi framstille likevektskombinasjoner av valutakurs (E) og rente (r) som en synkende kurve, slik som i figur 1. Det ligger visse forutsetninger bak en fallende Er-kurve faktisk de samme forutsetningene som sikrer at tilbudskurven av valuta til sentralbanken er en stigende funksjon av valutakursen, se f. eks Rødseth (2000, Kap. 1). Brattheten på Er-kurven påvirkes av en rekke forhold, men spesielt av kapitalmobiliteten, og av forventninger om depresiering eller appresiering. Dersom kapitalmobilitet ikke er for høy, og forventningene samtidig bidrar til å stabilisere markedet, vil kurven være forholdsvis slak. En fallende kurve er sågar forenlig med perfekt kapitalmobilitet, såsant forventingene trekker i stabiliserende retning. Figur 1 viser både en slak og en bratt Er-kurve. I tillegg har vi tegnet inn en stigende kurve som er konsistent med i) perfekt kapitalmobilitet (såkalt udekket renteparitet), og ii) depresieringsforventninger som er slik at jo svakere kronekurs i dag, jo større forventet depresiering ( destabiliserende forventinger ). I fortsettelsen skal vi regne med en synkende Er-kurve som et normaltilfelle. Men vi må altså ta høyde for at brattheten av helningen på Er-kurven kan forandres, fra periode til periode, og gjerne plutselig og uforutsigbart, som følge av endringer i markedsaktørenes risikovurderinger og holdninger til risiko. Under en forutsetning om rolige tilstander i markedet, det vil si at endringen i tilbudet av valuta til sentralbanken skjer gradvis, som følge av overskuddet på driftsregnskapet overfor utlandet, impliserer modellen at valutakursen kan styres med renta. I så fall blir valutakursen det operative mellomliggende målet for pengepolitikken. I figur 2 illustreres en slik situasjon: Siden vi ser på en kort tidsperiode ligger Er-kurven i ro (det tar jo tid før driftsbalanseoverskudd eller -underskudd bygger seg opp til merkbare skift i tilbudet av valuta til sentralbanken). Anta at målet for pengepolitikken er valutakursen E, men at vi i dag av en eller annen grunn har blitt værende ved en sterkere kronekurs E 0,somreflekterer at rentesatsen er satt til r 0. Under de forutsetningene vi nettopp har forklart er oppskriften på vellykket pengepolitikk veldig enkel nemlig å senke renta fra r 0 til r 1. Dette gir den ønskede depresiering, fra E 0 til E. De gode utsiktene til å styre valutakursen med renta avhenger heller ikke av at kapitalmobiliteten er lav. Tvert i mot. Sett at kapitalmobiliteten er relativt høy, som antydet ved den bratteste Er-kurven i figur 2. Som vi ser av figuren kan målet om valutakursen E, nås med en mindre rentesenkning enn tilfellet var med lav grad av kapitalmobilitet. Den historien som vi nettopp har fortalt høres kanskje ut til å være litt for god til å være sann. Og det stemmer nok. I Norge har vi hatt erfaringer med å skulle styre valutakursen ved hjelp av renta, og det har sandelig ikke alltid vært lett jf 1992 og i Så vi må spørre hva som er feilen med det bildet vi nettopp har streket opp? Svaret er selvsagt forutsetningen om stabile forhold på valutamarkedet, spesielt 3

4 at tilbudet av valuta bare endret seg gradvis, som følge av driftsbalansen overfor utlandet. Slik er det jo ikke! Som kjent er renta bare ett av mange argumenter som inngår i tilbudsfunksjonen av valuta til sentralbanken, og skift i disse andre faktorene kan medføre store endringer i nettotilbudet av valuta, selv til gitt kurs. I vårt diagram vil slike skift bety at Er-kurven ikke ligger i ro, men flytter seg utover eller innover i diagrammet avhengig av omstendighetene i markedet. For eksempel sier teorien at jo større grad av kapitalmobilitet, jo større skift i Er-kurven utløses av endrete forventinger. E E * E 0 r 1 r 0 r Figur 2: Valutamarkedet: Stabile forhold på valutamarkedet. Valutakursen styres ved hjelp av renta. Utviklingen som fant sted i løpet av 2002 kan framstilles som et skift av Erkurven innover i diagrammet ( ett negativt horisontalt skift ), som følge av at oljeprisen har vært stigende og de internasjonale aksjemarkedet viste en mildt sagt svak utvikling. Resultatet er at kronen nok ville ha styrket seg kraftig, selv om den norske renta ikke var blitt økt. Under andre episoder, sent på 1990-tallet, var jo situasjonen en annen, med sterke depresieringsforventninger, noe som i figuren kan framstilles ved å skifte kurven utover. Den gang ble det lagt vekt på at det høye rentenivået som ble framtvunget av målet om stabil krone ville være uakseptabelt av realøkonomisk grunner, dersom det varte ved særlig lenge. Det finnes en lett synlig paralell i dagens situasjon, hvor hensynet til lav og stabil inflasjon tvinger fram en høy rente som altså bidrar til den veldig sterke kronen (som særlig utekonkurrerende industri finner det vanskelig å leve med i lengden). I det hele tatt er det ikke vanskelig å være enig i at det knytter seg store (uoverstigelige?) problemer til det å bruke renta til å forsøke å stabilisere valutakursen: Prinsipielt er det grunn til å tro at Er-kurven er svært ustabil, og at skiftene er uforutsigbare. Erfaringen støtter dette. Dessuten har lange perioder med høyt eller 4

5 lavt rentenivå for å forsvare valutakursen skadelige realøkonomiske effekter. Derfor er det vanskelig å se for seg at et mål om helt fast valutakurs kan bli en suksesshistorie, slik omstendighetene er blitt. Dette gir noe av bakgrunnen for at alternativet om å stabilisere prisveksten ved hjelp av renta har vunnet tilslutning kanskje på bekostning av et alternativ med styrt men variabel kurs, se Rødseth (1997). Nå kan en jo påpeke at i en liten, åpen økonomi, så er innenlandsk inflasjon uansett direkte påvirket av utviklingen i valutakursen. Dermed er det ikke mulig å fri seg fra det underliggende problemet med uforutsigbare skift i tilbudet av valuta, og ved å velge prisnivået som målvariabel har en bare oppnådd å skape avstand til det turbulente valutamarkedet. Men i praksis kan dette likevel være nok til at muligheten for måloppnåelse (og dermed bygging av legitimitet for politikken) blir vesentlig større ved å velge et inflasjonsmål. For det første er det mange dempningsfaktorer mellom valutakursbevegelser og (målt) inflasjon. Økonometriske modeller viser da også at gjennomslaget av en valutasvekkelse på KPI veksten er lite på kort sikt (dvs 4-8 kvartaler), selv det er stort over en lengre tidsperiode. Motstykket er at veksten i innenlands KPI på kort sikt er sterkt påvirket av det innenlandske aktivitetsnivået (BNP vekst, og arbeidsledighet), og av forventninger om pris- og lønnsvekst. Særlig aktivitetsnivået er antakelig ganske sterkt påvirket av hvordan renta settes, (i alle fall over en periodelengde som 1-5 år), via transmisjonsmekanismen. Dermed vil ganske sikkert pengepolitikken være preget av større forutsigbarhet og ha større mulighet for måloppnåelse dersom en velger et prismål istedenfor et valutakursmål. Den gjeldende forskriften for pengepolitikken har riktignok en utforming som hvis en tar den bokstavelig kan virke litt merkelig. 1 sier jo i rene ord at en gjennom å oppnå prisstabilitet (kronas innenlandske verdi) også skal greie å oppnå stabil kronekurs. Dette er å håpe på for mye. Det er ingen grunn til å tro at de uforutsigbare skiftene i valutamarkedet (i Er-kurvene i figurene ovenfor) ikke lenger skal melde seg bare inflasjonen er (lav og) stabil. 2.2 Hvorfor et mellomliggende mål? Nå er jo hverken valutakurs eller inflasjon i seg selv høyt rangerte mål for den økonomiske politikken, de er snarere mellomliggende mål, såkalte kvasimål, sejo- hansen (1965, kap II ), Lindholt (1966). Likevel er det stor grad av konsensus både blant økonomer og politikere om at det er betimelig å bruke renta til å nå et nominelt kvasimål. Er ikke dette å sløse med virkemidler? Hvorfor ikke bruke renta til å forsøke å oppnå målsettinger om variable som er mer direkte knyttet til velferd? Premissene for den tilsynelatende konsensus om at målet for pengepolitikken bør være en nominell variabel kan definitivt trenge ettersyn. Et eksempel på dette er postulatet om at økonomien trenger et såkalt nominelt anker, og at det bare er pengepolitikken som kan etablere et slikt. Men hele begrepet nominelt anker er jo svært abstrakt og har sitt opphav i en like abstrakt modell for valutakursen, nemlig den monetære modellen for valutakursens bestemmelse under forutsetning av rasjonelle (modellkonsistente) forventninger. I denne modellen er det bare med eksogenitet av den nominelle pengemengden at det er logisk mulig å unngå selvoppfyllende forventninger om vedvarende depresiering (eller apppresiering) av valutaen. Uten et mål om konstant pengemengde(vekst) finner investorene ingen forankring 5

6 for sine forventninger om valutakursnivået, noe som kan true selve pengesystemets opprettholdelse! I forlengelsen av dette, antar en derfor at vekst og stabilitet av økonomien forutsetter at det etableres kontroll med en sentral nominell størrelse: Valutakursen, pengemengden, pris- eller lønnsnivået. Men her er det mulig å være enig i konklusjonen, altså at de er gunstig med forutsigbarhet om pris- og lønnsvekst, uten å være enig i premisset om at rasjonelle forventningertvingerosstilåbrukerentatilånåmålomennominellvariabel. Med en alternativ hypotese om hvordan forventninger dannes i markedet, for eksempel at publikum danner sine forventninger på grunnlag av observasjoner og erfaringer med faktiske prisbevegelser, er det ingen (logisk) grunn til at en politikk som tar sikte på å stabilisere sysselsettingsveksten eller ledighetsnivået ikke også skal ha gode muligheter til å stabilisere inflasjonen. Dette betyr ikke at forventninger er uviktige, eller at de ikke påvirkes av politikken, eller at det til tider må investeres i å bekjempe destabiliserende forventninger. Men i en velordnet økonomi som den norske, tror jeg at en har relativt mye å gå på. Spesielt er det lite som tyder på at inflasjonsraten blir ubestemt (fare for akselererende inflasjon) hvis ikke en nominell variabel gjøres til målvariabel for pengepolitikken. I en åpen økonomi vil det dessuten alltid være sterke krefter i sving for at inflasjonsraten grovt sett utvikler seg i takt med inflasjonsraten i omverdenen, i alle fall dersom lønnsomhetsforhold (avkastningsrater) og relative lønninger skal ligge fast over tid. Men norsk økonomi er jo spesiell, med store oljeinntekter som skal anvendes innenlands, og da kan det i ganske lange perioder nok bli en tendens til at innenlandsk inflasjon blir høyere enn i utlandet. Et annet element i den internasjonale consensus view modellen er at den langsiktige Phillips-kurven er vertikal, som innebærer at det ikke er noen trade-off mellom inflasjonsrate og ledighetsrate på lang sikt. Nå er det er jo ingen grunn til å tropåatvivedåøkeinflasjonsraten (f.eks ved høyere depresieringsrate) kan påvirke den langsiktige likevektsledigheten, så no trade-off delen av konsensussynet er uproblematisk. Imidlertid, en kan ikke slutte fra denne karakteristikken av en likevektssituasjon til at Phillipskurven er den riktige modellen for inflasjonsprosessen. Det er jo en lang rekke andre modeller som har akkurat den samme implikasjonen om at økt inflasjon ikke påvirker ledigheten på lang sikt. Å velge Phillips-kurven som modellramme for pengepolitikken krever en egen begrunnelse, der en bør legge vekt på både modellenes teoretiske begrunnelse og deres empiriske egenskaper. For å holde oss til Norge, så er det klart at Phillipskurven kommer til kort stilt overfor modeller som bygger på at inflasjonen kanskje først og fremst skyldes kamp om andeler mellom partene i arbeidslivet, mulighet for kostnadsovervelting i priser osv. 1 En samlebetegnelse på disse modellen er gjerne imperfekt konkurranse modellene, fordi de tar hensyn til at bedriftene setter sine priser ut i fra kostnadsmessige og strategiske hensyn, og at lønningene påvirkes av lønnsforhandlinger mellom fagforeninger og bedrifter. Imperfekt konkurranse modellene har flere likhetstrekk med Phillipskurven: For eksempel sier også disse modellene at økonomisk politikk har størst effekt på inflasjon og aktivitetsnivå på kort sikt. Men på et helt avgjørende punkt er det 1 Se Bårdsen et al. (2003, kap 3-7) for en teoretisk og empirisk sammenlikning av ulike modeller for pris- og lønnsdannelse, fra hovedkursmodellen til den nykeynesianske Phillipskurven. 6

7 forskjell mellom modellene: I imperfekt konkurranse modellen finnesdetikkeett naturlig ledighetsnivå som har den egenskapen at bare akkurat det nivået på arbeidsledigheten er konsistent med stabil inflasjon. I stedet sier modellen at det finnes mange, både lave og høyere, ledighetsrater som er forenlig med stabil langsiktig inflasjon. Bakgrunnen for denne avgjørende forskjellen mellom teoriene er at i Phillipskurve modellen er det kun ledighetsraten som stanser pris-lønnsspiralen, mens det i den mer realistiske modellen finnes flere stabiliserende mekaniserer (f.eks at lønnskrav til dels reflektere profitabilitet, i tillegg til stramheten på arbeidsmarkedet). I avsnitt 4 nedenfor baserer vi analysen av pengepolitiske virkemidler på en slik modell. Alt i alt er det vanskelig å la seg overbevise av de stiliserte akademiske argumentene for et nominelt mellomliggende mål. Men det finnes flere pragmatiske argumenter av mer historisk og institusjonell karakter. Som nevnt ovenfor er det sikkert slik at stabilitet og ro i pengesystemet i seg selv har noen positive velferdseffekter, og en viss respekt for pengemakta er antakelig også bare av det gode. En kan også, rent praktisk, se at det kan være gunstig med en arbeidsdeling mellom finansdepartementet (finanspolitikken) og sentralbanken. En sentralbank med et selvstendig ansvar for pengepolitikken innebærer antakelig også mindre gjennomslag for lobbyister, noe som sikkert var et av motivene da den nye Labour regjeringen i Storbritannia proklamerte Bank of Englands selvstendighet, så og si på valgnatten. Det er dessuten uvanlig å finne såvidt gode erfaringer med inntektspolitikk og forsøk på å koordinere lønnsoppgjør som vi har hatt i Norge, se Nymoen og Rødseth (2003). I slike land kan man se pengepolitikken som en helt nødvendig forsikring mot inflasjon. Samtidig er det jo slik at i en åpen økonomi må en alltid, eller før eller siden, skjele til konkurranseevnen, og inflasjonsstyring i små, åpne økonomier er kanskje til syvende og sist konkurranseevnestyring i ny drakt? Et overordnet hensyn må uansett være at jakten på et nominelt mellomliggende mål ikke skader de mer primære målvariable for økonomisk politikk (stabil vekst, høyt konsum, osv). Dette kan i neste omgang lede til spørsmål om hvordan sammenhengene mellom nominelle og reelle variable er i økonomien (transmisjonsmekanismen) og hvilken reaksjonsfunksjon som implementeres/praktiseres. 3 Inflasjonsstyring Det nærmere mandatet og retningslinjene for Norges Banks pengepolitikk er gitt i forskriften for pengepolitikken fra 29. mars Som allerede nevnt, er det grunn til å reise spørsmål om den doble målsettingen (stabil inflasjon og stabil kronekurs) i begynnelsen av 1, egentlig gir god mening. Men for øvrig inneholder forskriften kjente elementer fra inflasjonsstyringsregimene i andre land: Det gis en klar presisering av måltallet (2,5%), en operativ definisjon av prisindeksen (KPI renses for direkte effekter av endringer i rentenivået, skatter og avgifter og særskilte midlertidige forstyrrelser ), og det nevnes eksplitt at konsumprisene over tid skal være nær 2,5%. Forskriften innebærer som kjent en delegering av det operative ansvaret for gjennomføringen av pengepolitikken til Norges Bank. Sentralbanken har foretatt sine egne presiseringer og fortolkninger av forskriften, som også i god tråd med det som er blitt vanlig internasjonalt: Den operasjonelle definisjonen av prisindeksen er ytterligere renset, for effekten av avgifter og energipriser, og tidshorisonten for 7

8 måloppnåelse er blitt satt til ca 2 år. 3.1 Målvariabelen er inflasjonsprognosen Forskriftens formulering om at årlig inflasjonen over tid er nær 2,5% trenger i utgangspunktet en presisering. For eksempel kunne en si at målet var nådd dersom prisveksten siste 12 måneder, eller siste 24 måneder ikke avvek for mye fra 2,5%. Imidlertid har forståelsen hele tiden vært at det ikke er den historiske inflasjonen som er målvariabelen, men istedet inflasjonsprognosen, se for eksempel Svensson (1997). Målet om 2,5% inflasjonsrate gjelder altså den prognostiserte inflasjon 2 år fram i tid. Ved å definere prognosen som målvariabel blir pengepolitikken framoverskuende. Et argument for dette valget av målvariabel er nettopp at det er bedre å komme i forkant av begivenhetene, enn å reagere på å at faktisk inflasjon har beveget seg vekk fra 2,5%. Det å ha inflasjonsprognosen som den operative målvariabelen kan dermed redusere de realøkonomiske kostnadene ved å forfølge et nominelt mellomliggende mål. Men på den annen side er det kanskje fort gjort å overvurdere hvor gunstig det er å styre etter inflasjonsprognosen heller enn etter observert inflasjon. For det første vil alltid forklaringen på at inflasjonsprognosen bli det den blir (for eksempel 2,8%, slik at en kanskje vurderer å senke renta i dag) være å finne i beskrivelsen av dagens og gårsdagens økonomiske situasjon. For det andre er enhver prognose forbundet med usikkerhet, noe som kan føre til feil virkemiddelbruk, som er en kostnad ved å velge inflasjonsprognosen som operativt mål. 2 I en idealisert situasjon, der framskrivningsregelen stemmer med virkeligheten (på et restledd nær) behøver ikke prognoseusikkerheten å utgjøre noe stort problem. Men i praksis må vi regne med at framskrivningsmodellen inneholder betydelige feil, som smitter over på systematiske prognosefeil. Dette behøver heller ikke være noe tungt argument mot å velge prognosen som mål, siden inflasjonsstyrerne kan korrigere slike feilkilder ved forholdsvis enkle grep (restleddskorrigering). Men, problemene stopper ikke der: En helt avgjørende kilde til prognosefeil, som det er umulig å få helt bukt med, er jo at det vil skje ting i løpet av 2 år som vi ikke kan forutsi i dag, fordi vi simpelthen ikke vet hva vi ikke vet. Er vi heldige så inntreffer det bare mindre uforutsette omstendigheter i prognoseperioden, og som dessuten kanskje påvirker inflasjonen i forskjellig retning, slik at vi netto ikke kommer så verst i mål med den prognosen vi lager. Men vi kan like gjerne være uheldige, ved at det inntreffer store endringer som virker en vei, slik at faktisk inflasjonsrate blir betydelig høyere eller lavere enn det vi hadde mulighet til å forutskikke. I så fall vil renta bli satt for høyt (eller lavt), i forhold til det som i ettertid framstår som den riktige virkemiddelbruken. En oppsummering så langt må derfor bli at jo mer realistiske antakelser vi gjør om det som kjennetegner faktiske inflasjonsprognoser, jo mindre opplagt virker det at ideen om å velge inflasjonsprognosen som operativ målvariabel er så god som den først kan synes. Dette motiverer at vi ser nærmere på det som kjennetegner økonomiske prognoser i sin alminnelighet, og inflasjonsprognoser spesielt, for på den måten å kunne karakterisere inflasjonsstyring ved hjelp av etablert fagterminologi. 2 Dette blir også utdypet i Hilde C. Bjørnlands foredrag på Valutaseminaret, 8

9 3.2 Egenskaper ved betingete inflasjonsprognoser Grunnlaget for all prognosevirksomhet er regulariteter i våre observasjoner av den faktiske økonomien og av historien. Framtida derimot er uobserverbar (med kjente metoder), og det er umulig å hente observasjoner fra framtida om modellens parametre. Forhistorien er og blir det eneste grunnlaget vi har for å uttale oss om framtida, eller med Leif Johansens ord: Prognosearbeidet består i at man ved bearbeidelse av observasjoner fra fortiden, kommer fram til utsagn om framtiden (Johansen (1983, s. 131)) Som sagt ovenfor så kan vi si noe om prognoseegenskapene før vi har beskrevet hvilken informasjon framskrivningene er basert på. En mulig klassifisering er: A Prognosemodellen er en svært god modell: Den stemmer overens med faktisk inflasjon i vanlig økonometrisk forstand dvs på et restledd nær. Modellens parametre er kjent, og endres ikke i løpet av framskrivningsperioden. B Som A, men modellens parametre er ukjente størrelser, som estimeres ved hjelp av historiske data. C Som B, men vi kan ikke forutsette at den sanne (underliggende) inflasjonsprosessen har parametre som er konstante gjennom framskrivningsperioden, det kan skje strukturelle endringer i prognoseperioden. D Vivetikkeutenviderehvorgodtdeninflasjonsmodellen vi bruker til framskrivning stemmer overens med faktisk, historisk inflasjon. A er som en vil forstå en temmelig idealisert beskrivelse av forutsetningene for makroøkonomisk framskrivning. Likevel er det nyttig å minne om hvilke egenskaper den betingete inflasjonsprognosen vil ha nettopp i denne ideelle situasjonen. Spesielt at inflasjonenbareerpredikerbarienvissgradogsåitilfellea inflasjonsprognosen er derfor beheftet med iboende usikkerhet. Situasjon B representerer den situasjonen som de fleste lærebøker i økonometri legger til grunn. De egenskapene ved inflasjonsprognosen som gjelder under forutsetning A, holder her også (selv om det at vi estimerer parametrene bidrar til at den iboende usikkerheten blir noe større enn under A). Ipraksisvetviselvsagtikkehvilkesjokksomvil ramme økonomiskebeslutningstakere i prognoseperioden, som er det vi setter fokus på i C. Slike regimeskift er den viktigste kilden til prognosesammenbrudd altså at prognosefeilen ofte viser seg å bli enda større enn det vi hadde grunn til å forvente på bakgrunn av hvor godt modellen føyer historien. Forutsetningen D bringer oss endelig til det som er en helt realistisk situasjon, nemlig at det er usikkerhet og faglig uenighet om hvilken modell som best passer til virkeligheten. Dette åpner for hele feltet av problemstillinger knyttet til økonometrisk spesifikasjon (ved å kombinere teori og data), så dette skal vi la ligge her. I resten av dette avsnittet, minner vi om noen fundamentale egenskaper ved betingete prognoser under de gunstige forutsetningene i A. I avsnitt 3.5 ser vi kort på spørsmålet om kilder til, og implikasjoner av, systematiske prognosefeil. Den sanne prosessen for π t,inflasjonsraten i periode t, er 9

10 (1) π t = δ + απ t 1 + ε t, t =1, 2, 3...T, 1 <α Lengden på den historiske perioden er altså T -perioder, for eksempel år eller kvartaler. δ og α er parametre, og vi antar som sagt først at vi kjenner deres verdier. Videre antar vi at π t 1 ikke inneholder informasjon om restleddet ε t, som heller ikke er forutsigbart utifra sin egen forhistorie. I fagterminologien kalles (1) en autoregressiv prosess av første orden, som ofte skrives AR(1). α benevnes ofte den autoregressive parameteren, og antas(per definisjon) å ligge mellom 1 og 1. Vi antar for enkelhets skyld at α er positiv, men mindre enn 1. Et viktig resultat i statististisk teori sier at den best mulige prognosen for π T +1 er gitt ved den betingete prognosen (2) ˆπ T +1 T = δ + απ T. Medandreorderˆπ T +1 T det optimale anslaget på π t, gitt informasjonen som er tilgjengelig i periode T. ˆπ T +1 T er identisk med det som i matematisk statistikk kalles den betingede forventingen til π T +1 gitt informasjonen på tidspunkt T,altså (3) ˆπ T +1 T E[π T +1 I T ], der I T betegner informasjonssettet som det betinges på, og E er forventningsoperatoren. I praksis er vi interessert i å lage prognoser ikke bare for periode T +1,men også for periode T +2,T+3 helt fram til T + H der H betegner lengden på prognosehorisonten. I vårt eksempel er den beste dynamiske prognosen for π T +h gitt ved framskrivningsregelen (4) ˆπ T +h T = δ + αˆπ T +h 1 T, h =1, 2,...H, derˆπ T π T. Når denne likningen løses ved gjentatt innsetting blir det klart at ˆπ T +h T E[π T +h I T ], h =1, 2,...H som viser at framskrivningsregelen (4) gir en prognose for π T +h som er identisk med den betingede forventningen til π T +h basert på modellen i (1). Uttrykket for den betingede forventningen er (5) E[π T +h I T ]=δ(1 α h )/(1 α)+α h π T, h =1, 2,...H. Den delen av historien som det betinges på, altså π T, kalles ofte startverdi eller initialverdi. Startverdien har stor betydning for prognosen når H er liten, men fortar seg når prognosehorisonten blir lang (dvs, når H er et stort tall). Modellprognosen nærmer seg derfor den ubetingede (eller marginale) forventningen når lengden på framskrivningshorisonten H bare blir lang nok: (6) ˆπ T +h T δ 1 α = E[π t], når H, 1 α<1 Den betingede inflasjonsprognosen går altså alltid mot den (u)betingete forventingen til inflasjonen selv. Siden det observerbare motstykket til E[π t ] er gjennomsnittlig inflasjon, så innebærer resultatet at det finnes en framskrivningshorisont der 10

11 vilikegjernekanerstatteenbetingetprognosemednoesåenkeltsomdengjennomsnittlige inflasjonsraten. Differansen E[π T +h I T ] E[π t ] er dermed et mål på nytteverdien eller informasjonsinnholdet i en betinget prognose. Når inflasjonen er så enkelt beskrevet som i likning (1) er det for det første selve startverdien π T (inflasjonen i dag) som bestemmer informasjonsinnholdet i prognosen. Jo større avstand mellom π T og E[π t ], jo mer informasjon er det i den betingete prognosen. Men dersom π T = E[π t ] er også ˆπ T +h T = E[π t ]. Det vanlige er selvsagt at π T 6= E[π t ], og da ser vi at informasjonen i prognosen er større jo større den autoregressive parameteren α er. Høy verdi av α bidrar til å bevare informasjonen i det vi betinger på, historien, langt inn i framtida. Selv om vi nå forutsetter best mulige betingelser for framskrivningen, så vil prognosene likevel blir feil. Riktignok vil det ikke framkomme systematiske prognosefeil (e T +h = π T +h ˆπ T +h ), i og med at deres forventning er null: Variansen på prediksjonsfeilen er gitt ved E[e T +h I T ]=E[π T +h ˆπ T +h I T ]=0 (7) Var[e T +h T ]= σ2 (1 α 2h ), 1 α<1, (1 α 2 ) der σ 2 betegner (den konstante) variansen til ε t i likning (1). Resultatet i (7) innebærer at usikkerheten knyttet til prognosen vokser med lengden på framskrivningshorisonten og nærmer seg den ubetingede variansen til variabelen selv. Det vil si at også den ubetingede variansen angir en grense for predikerbarhet: (8) Var[e T +h T ] σ2 (1 α 2 ) = Var[π t], når H, 1 α<1 La oss nå illustrere disse begrepene ved hjelp av et hypotetisk eksempel på den autoregressive prosessen i likning (1): (9) π t =0, , 7π t 1 + ε t, ε t N(0, 0, ). Parameterverdiene i (9) er valgt slik at den marginale forventningen til π t er 0, 025, eller 2, 5% årlig inflasjon dersom vi tenker oss at tidsindeksen t refererer seg til år. Notasjonen ε t N(0, 0, ) betyr at vi trekker restleddene i likningen fra en normalfordeling med forventning 0 og standardavvik 0, 001, altså0.1%. Figur 3 viser de dynamiske prognosene for de 5 årene fra 2003 til Prognosene dannes i henhold til likning (4) ovenfor. Vi legger merke til at ˆπ 2003 ligger en god del over gjennomsnittverdien Dette skyldes at initialverdien π 2002 er såvidt høy i dette eksemplet, og at denne verdien multipliseres med en faktor på 0, 7 for å danne prediksjonen for Figuren illustrerer ellers hvordan den betingete prognosen nærmer seg gjennomsnittet til π t selv etterhvert som vi kommer utover i prognoseperioden, i overensstemmelse med den enkle algebraen ovenfor. 11

12 Figur 3: Betinget prognose, tilhørende 95% prediksjonsintervaller (søyler). Marginal inflasjonsforventning lik 2,5% er markert med rett strek, og ±2 standardarvik for inflasjonsraten er gråtonet. Det er lite sannsynlig at noen av punktprognosene {ˆπ 2003, ˆπ 2004, ˆπ 2005, ˆπ 2006, ˆπ 2007 } vil treffe de faktiske realisasjonene i prognoseperioden helt eksakt. På den annen side er prediksjonsintervallene i figuren (stolpene i figuren) konstruert slik at de med stor sannsynlighet (95%) vil dekke de faktiske π verdiene som nå måtte komme i prognoseperioden. Høyden stolpene er { 1, 96 p Var[e T +h T ], 1, 96 p Var[e T +h T ]} og blir derfor høyere etterhvert som lengden på framskrivningsperioden øker. Det siste prediksjonsintervallet er like bredt som det tonede området, som gjenspeiler usikkerheten i selve π serien, dvs { 1, 96 p Var[π t ], 1, 96 p Var[π t ]}. I eksemplet i figur 3 ser vi at den betingete prognosen innebærer predikerbarhet for 2003 (definitivt, siden 0, 025 nesten faller utenfor prediksjonsintervallet, som er mye smalere enn den marginale variansen til inflasjonsraten selv), og for Men, som det framgår av figuren, så taper vi raskt predikerbarhet for år 3, 4 og 5 i prognoseperioden. De betingete prediksjonsintervallene er til å begynne med smalere enn det ubetingede, som er gråtonet, men de to intervallene nærmer seg hverandre mer og mer. Dersom prognosen hadde blitt kjørt lengre fram i tid ville vi sett at den betingete prognosen ville blitt lik 0, 025 (den marginale forventingen til π t ), samtidig prediksjonsintervallet ville blitt like bredt som det gråtonede området (den ubetingede usikkerheten). 12

13 Figur 4: Prediksjoner av π t for noen forskjellige verdier av den autoregressive parameteren: a) α =0, 7 b) α =0, 95 c) α =0.3 d) α = 0.3. Figur 4 viser hvordan predikerbarheten av π t variabelen, og usikkerheten i prediksjonene, avhenger av verdien til den autoregressive parameteren α ilikning (1), og av hvor mye π T avviker fra gjennomsnittet. For å lette sammenlignbarhet viser panel a) den samme grafen som i panel 3 (α =0, 7). I figur b) er verdien av den autoregressive parameteren økt til 0, 95. Som vi ser så øker dette predikerbarheten sammenlignet med figur a): Den betingete prediksjonen er forskjellig fra den marginale forventingen over hele perioden, og prediksjonsintervallene angir en mindre usikkerhet i prediksjonene enn det som følger av variansen til serien. 3 Legg også merke til at prediksjonsintervallene er bredere i panel b) enn i panel a) for alle år unntatt Selv om π t altså er mer predikerbar når α =0, 95 enn når α =0, 7, så er også usikkerheten i de dynamiske prediksjonene større, jo større tall vi setter inn for den autoregressive parameteren. Panel c) i figur 4 viser at det motsatte også er tilfelle: I c) er α =0, 3 og prediksjonsintervallene for {2003,..., 2007} er betydelig smalere enn i både figur a) og b). På den annen side er π t mindre predikerbar i dette tilfellet, siden forskjellen mellom prediksjonsintervallene og usikkerheten i serien selv er så liten. 3.3 Inflasjonsprognose og rente Poenget med inflasjonsstyring er jo at målvariabelen er prognosen, med renta som virkemiddel. For å representere dette må den inflasjonsprosessen som vi baserer 3 I alle panel er den marginale forventningen lik 0, 025, til tross for at den autoregressive parameteren varierer. Dette oppnås ved å tilpasse parameteren α i(1) 13

14 prognosen på selvsagt også inkludere renta. For å ivareta dette premisset for pengepolitikken må vi endre vår modell, fra likning (1) til (10) π t = δ + απ t 1 + β r t + ε t, t =1, 2, 3..., T, 1 < α < 1,β <0, der r er den innenlandske renta som sentralbanken har som virkemiddel, og r t betegner endringen i renta, r t = r t r t 1. Den ubetingede forventingen er som før, dvs gitt at r t =0, nemlig (6). Anta nå at sentralbanken i periode T danner en prognose for T +1, T +2, osv, utframåletomåbringeinflasjonen nær målet (π ) to perioder fram i tid. Dette kan for eksempel representeres med følgende beslutningsregel : (11) (12) r T +1 = λ(ˆπ T +2 π ), λ>0, r T +j = 0, j =2, 3,... Den første likningen ivaretar at dersom ˆπ T +2 π er stor, så kan det også bli besluttet å foreta en stor renteøkning, fra periode T ( i dag ), til periode T +1 dvs avhengig av størrelsen på parameteren λ. Akkurat hvor stor renteøkning et gitt avvik medfører kan sikkert variere fra prognoserunde til prognoserunde, dvs at størrelsen på λ vil avhenge av omstendighetene. Hver prognoserunde resulterer i et sett med prediksjoner av framtidige inflasjonsrater, dvs betinget på stadig nye initialverdier. Når vi står i periode T, vil prognosen for T +1 være betinget av π T, som ovenfor, men i tillegg bestemmes r T +1 ved hjelp av likning (11), altså (13) ˆπ T +1 = δ + απ T + β r T +1 = δ + απ T + βλ(ˆπ T +2 π ), To perioder fram blir prognosen basert på r T +2 = r T +1,altså (14) ˆπ T +2 = δ + αˆπ T +1 = δ + α(δ + απ T + β r T +1 ) = δ + α(δ + απ T + βλ(ˆπ T +2 π )), og resten av de dynamiske prognosene følger den vanlige formelen: ˆπ T +h = δ + αˆπ T +h 1,, h =3, 4,...H. Prognosemekanismen for de to første periodene blir derfor litt med kompliserte enn før, men for ˆπ T +2 får vi (fra (13) og (14)): (15) ˆπ T +2 = 1 δ(1 α)+α 2 π T αβλπ ª, (1 αβλ) og ˆπ T +1 kan så finnes ved innsetting. Konsekvensene av den framoverskuende rentesettingen er altså at både ˆπ T +2 og ˆπ T +1 avhenger av inflasjonsmålet π, i tillegg til av dagens inflasjonsrate π T. Det 14

15 inflasjonsrate π T-1 π T E[π] π Τ 1 Τ Τ+1 Τ+2 Τ+3 tid Figur 5: Prognose laget på tidspunkt T 1 (kurve tegnet med tynn strek), og på tidspunkt T (kurve med tykk strek) samme vil gjelde ˆπ T +3, ˆπ T +4, osv, men betydningen av både π og π T vil avta med lengden på framskrivningene, slik at også denne sekvensen av inflasjonsprognoser går mot den ubetingede forventningen, akkurat som i likning (6) ovenfor. Figur 5 viser en tenkt situasjon der en først skal danne en prognose basert på informasjon tilgjengelig i periode T. Blant den informasjon en sitter inne med er prognosen som ble laget i forrige runde, altså periode T 1, som er er illustrert med en kurve som er tegnet med tynn strek. Figuren er tegnet for å illustrere et tilfelle der periode T 1 prognosen tok utgangspunkt i det som da var den siste tilgjengelige inflasjonsraten, π T 1,ogatrentablesattslikatprognosentraff inflasjonsmålet (den rette linjen merket π ) etter to perioder. I periode T kjenner en imidlertid også faktisk inflasjon (π T )iperiodet.detfaktumatt 1 prognosen overvurderte hvor mye inflasjonen falt fra periode T 1 til T, gir grunn til å heve renta i forbindelse med periode T prognosen. Et mulig prognoseforløp er tegnet med tykk strek: I denne prognosen blir inflasjonen én periode fram faktisk litt for lav i forhold til målet π,meniperiodet +2nås målet om inflasjonsrate lik π. 3.4 Likevektsinflasjon Resultatet at enhver betinget prognose går mot den ubetingede forventningen, E[π t ], gjør det naturlig å operasjonalisere begrepet likevektsinflasjon med nettopp denne forventingen: E[π t ] er jo det nivået som inflasjonen vil konvergere mot over tid, uansett utgangpunkt, i det hypotetiske tilfellet der alle sjokk og impulser til 15

16 inflasjonsraten (ε t i likning ovenfor) blir slått av. En skulle kanskje tro at det er selve inflasjonsmålet, π, som representerer likevektsinflasjonen i et regime med inflasjonsstyring, men dette gjelder altså bare i det tilfellet der π = E[π t ]. Figur 6 viser en konkret prognose for den norske inflasjonsraten for perioden 2002(4)-2005(2), dvs 12 kvartaler. Prognosen er basert på en enkel univariat modell, nærmest et empirisk motstykke til (1) ovenfor. Den siste observasjonen av inflasjonsraten er 2002(3), som dermed tjener som initialverdi for den første prognosen, for 2002(4). Siden π 2002(3) ligger så klart under den ubetingede forventningen E[π t ],som i vedlegget er estimert til 2,8%, er det ikke overraskende at ˆπ 2002(4) også er signifikant lavere enn den langsiktige forventningen, dvs 2,8% ligger utenfor det 95% prediksjonsintervallet som er tegnet som en grå vifte: Det skraverte området rundt prognosen markerer hele fordelingen av utfall (i hht modellen). De mest sannsynlige utfallene ligger nærmest punktprognosene, og er tegnet mørkest. Ytterkantene (lysere grått) tilsvarer hele 95% prediksjonsintervallet (angitt med stolper i tidligere figurer). ±2 estimerte marginale standardavvik til selve inflasjonsraten er markert med de stiplede linjene. Vi ser igjen at algebraen stemmer: Prediksjonsintervallene brer seg ut,slik at de etterhvert er nesten like vide som konfidensintervaller til selve inflasjonsraten. Samtidig nærmer den betingete prognosen seg 2,8%, som mot slutten av perioden er nesten like sannsynlig som den betingete prognosen (predikerbarhet forsvinner med lengden på horisonten) E[π t ] Figur 6: Prognoser for norsk årlig inflasjonsrate, basert på en enkel univariat modell for inflasjonsraten (KPI). Første framskrivningsperiode er 2002(4). Det er kanskje overraskende at den estimerte likevektsledigheten som vi tegnet inn figur 6 er så lav og for alle praktiske mål lik det offisielle inflasjonsmålet på 16

17 2,5%. Forklaringen er å finne i to forhold. For det første er estimeringperioden 1984 (1) til 2002 (3), noe som jo gjør at periodene med spesielt høy prisvekst, midten av 1970 tallet og inngangen til 1980-tallet, ikke teller med i beregningen av likevektsinflasjonen, se øverste graf i figur 7. Grunnen til dette er at vi har kontrollert for elektrisitetspriser, noe som begrenser lengden på estimeringsperioden. Et annet forhold å være klar over er at den estimerte versjonen av likning (1) også kontrollerer for det vi kan kalle midlertidige deterministiske skift i inflasjonsraten. Et eksempel er arbeidstidsforkortelsen i 1987, som første til en kraftig, men forbigående økning iinflasjonen, se vedlegg A for enkelte detaljer. Uten slike kontrollvariable ville nok anslaget på likevektsinflasjonen blitt høyere. På den annen side er korreksjonen nødvendig for å oppnå en statistisk sett velspesifisert modell, så et slikt eventuelt høyere estimat ville måtte karakteriseres som et statistisk sett dårligere estimat. Figur 7 inkluderer også en graf som viser den rekursive stabiliteten av anslaget på likevektsinflasjonen (dvs i henhold til modellen). Selv om det er noen fluktuasjoner i estimatet, særlig tidlig på 1990 tallet, da det er basert på få observasjoner, så er hovedbildet at den estimerte likevektsinflasjonen er svært stabil. Videre ser vi at viften som viser alle 95% konfidensintervallene for likevektsinflasjonen hele tiden dekker 2,5% årlig inflasjonsrate. Det er spesielt ikke noen tendens til at overgangen fra fast til flytende kurs (1998), eller til inflasjonsstyring, har påvirket likevektsinflasjonen. 4 p Start of sample for estimation of mean mean 4 p Figur 7: Faktisk inflasjonsrate i Norge for perioden 1966(1)-2002(2). Estimering av den univariate modellen for inflasjonraten er basert på et sampel som starter i 1984(1). Den nederste delen av figuren viser den estimerte marginale forventningen til inflasjonsraten: Likevektsinflasjonen. 17

18 Hvordan skal en videre tolke resultatet om at likevektsinflasjonen er lik inflasjonsmålet på 2,5%? Tatt bokstavelig innebærer det jo at inflasjonsstyring ikke er en så radikal politikkomlegging som en først skulle tro: En styrer jo tilsynelatende mot den inflasjonsraten som økonomien uansett ville produsere! Men en slik konklusjon er nok forhastet. For det første er jo estimatet basert på modellen og det begrensede inflasjonssettet som den bygger på, og det er viktig å undersøke om tilsvarende resultat kan avledes fra mer utbygde og avanserte modeller. Dessuten, gitt at resultatet viser seg å være robust, så følger det likevel ikke at overgangen til inflasjonsstyring bare en skinnreform. I Norge har vi jo en lang historie med å kontrollere inflasjonen, både gjennom inntektspolitisk samarbeid og gjennom direkte prisreguleringer. Den stabile likevektsinflasjonen i figur 7b kan være et tegn på at dette strevet etter inflasjonsstabilisering har vært relativt vellykket. Denne tolkningen utelukker jo heller ikke at likevektsinflasjonen ville ha gått opp dersom inflasjonsstyring ikke hadde kommet inn som et nytt politikkelement. Alt dette er spørsmål som det er vel verdt å undersøke nærmere. Inntil videre kan en balansert konklusjon kanskje være at utsiktene til å lykkes med inflasjonsstyring er ganske gode, siden (vår riktignok enkle) analyse av forhistorien viser at en inflasjonsrate på 2,5% har vært fullt mulig å oppnå. 3.5 Systematiske prognosefeil Som nevnt, prognoseusikkerhet og -feil er iboende og noe vi må leve med. Modellen som benyttes i framskrivningene er jo bare en tilnærming til den komplekse virkeligheten som bestemmer inflasjonen i fortid og framtid. Likevel, erfaring tyder på at økonomiske prognoser ofte bommer mer enn det vi har tatt høyde for ut i fra vår kjennskap til modellens forklaringsevne, og til hvordan den har truffet i tidligere prognoserunder. Det vi hittil har forutsatt om informasjonstilgangen og forutsetningene for framskrivningene, nemlig A og B ovenfor, dekker ikke denne muligheten. Forekomsten av store og systematiske prognosefeil minner oss derfor om at en mer realistisk beskrivelse av utgangspunktet for framskrivninger er C eller D: For det første må inflasjonsmodellen spesifisereres ved bruk av teori og data, og derfor er muligheten alltid tilstede for at en kan ende opp med å benytte en feilspesifisert modell. For det andre er det alltid en mulighet for at det inntreffer regimeskift i prognoseperioden, som det rett og slett ikke er mulig å forutsi. Det er lett å se at dette er viktige utfordringer for inflasjonsstyring: Systematiske prognosefeil kan føre til at den renta som vurderes som tilstrekkelig for å nå 2,5% inflasjon kan bli satt for høyt eller lavt. Dette betyr i så fall at kostnadene ved å forfølge det mellomliggende målet blir høyere enn det en regnet med når en ser bort fra mulighetene for slike feil. En viktig oppgave for Norges Bank er derfor, gjennom kunnskap om kildene til systematiske feil, å redusere omfanget av slike feil så mye som mulig, og spesielt forsøke å begrense den skadelige innflytelsen på selve politikkbeslutningen. Det fører for langt å dekke hele denne problematikken her, men et par hovedkonklusjoner fra litteraturen er verdt å merke seg. For det første er det selvsagt viktig å spørre hva som er kilden til store og systematiske prognosefeil (kanskje uventet store feil hadde fanget essensen i problemet bedre). En kortliste over feilkilder er: 1. Feil modell 18

19 2. Målefeilidata 3. Regimeskift Det er klart at svakheter ved modellen, som kunne vært unngått ved bedre teoretisk eller empirisk analyse, fører til unødvendig dårlige prognoser. Men det er bare når modellfeil kobles med regimeskift at modellfeil kan forklare store og systematiske prognosefeil. Det faktum at prognoser ofte må bygge på foreløpige data for initialsituasjonen, som så revideres som følge av målefeil i de foreløpige tallene, er en viktig kilde til prognosefeil. I vårt gjennomgående eksempel er det jo bare inflasjonen i dag, π T, som inngår i prognosen, og konsumprisindeksen revideres jo som kjent aldri. Men i praksis bygger inflasjonsprognosemodeller alltid på en bredere beskrivelse av den økonomiske situasjonen. Via direkte og indirekte mekanismer kommer derfor eventuelle målefeil i en lang rekke variable til å påvirke inflasjonsprognosene. Regimeskift fører uvergelig til systematiske feil i prognosene. Regimeskift knyttes til parametrene i modellen som representerer inflasjonsprosessen, for eksempel likning (10) ovenfor. I denne sammenheng er det noen ganger nyttig å foreta en omskrivning av modellen, en såkalt reparameterisering: (16) π t = δ (1 α)(π t 1 µ)+β r t + ε t hvor δ er den autonome vekstraten i konsumprisindeksen, og µ er den langsiktige gjennomsnittlige inflasjonsraten som vi omtalte ovenfor, altså µ = E[π t ]. I prinsippet kan alle parametrene δ, α, µ og β endres og forårsake prediksjonsfeil dersom de ikke oppdages av prognosemakerne. 4 Når det gjelder nominelle variable, som jo inflasjonen er et eksempel på, må en ta høyde for at både vekstraten og langsiktig forventing kan endres nokså raskt. Nettopp derfor er det interessant at estimatet på µ i figur 7b er så stabilt! Parameteren β viser effekten på inflasjonsraten av en politikkendring, og er et eksempel på et virkningstall eller multiplikatorkoeffisient. Nettopp slike parametre er jo det vi er spesielt interessert i å tallfeste, både for å forstå økonomien og for å analysere økonomisk politikk, så spørsmålet om graden av stabilitet i β koeffisientereravstorbetydning. Den velkjente Lucas-kritikken tas ofte til inntekt for et synspunkt om at β vil skifte hver gang det skjer endringer i forventningsdannelsen. Siden skift i forventningsdannelsen nettopp må forventes (sic) å inntreffe ved endringer i det pengepolitiske regimet, så kan en i tråd med dette forfekte at historiske erfaringer om størrelsen på β erliteverdtnår(16)skalbrukestilålageprognoserunderregimet med inflasjonsstyring. Nå tyder imidlertid erfaringene på at styrken og relevansen av Lucas-kritikken ofte overdrives, også i forhold til pengepolitiske modeller, se f.eks Rudebusch (2002). Men det finnes selvsagt en lang rekke andre faktorer som også spiller inn på stabiliteten av β. Data fra den lange perioden med fast lavrentepolitikk, som i andre halvdel av 1980 tallet, reflekterer antakelig ikke den effekten som renteendringer har på samlet etterspørslen (og videre på prisstigningstakten) under dagens forhold. Etter at en oppga å bruke renta til å stabilisere kronekursen, har 4 Det gjør seg gjeldende avhengighet mellom parametrene: Riktignok kan β endres uten at de andre parametrene endres (og omvendt) men et skift i δ vil medføre endring i µ hvis det ikke samtidig finnes sted et skift α som gjør at µ likevel blir uendret. 19

20 renteendringer opplagt fått en sterkere effekt nettopp på kronekursen, og innenfor rammen av (16) betyr dette at β har endret seg. 5 For ordens skyld: Disse forholdene betyr ikke at en ikke kan bruke (lange) tidsseriedata for å tallfeste en politikk- og prognosemodell for inflasjonsstyring bare at en må sørge for at observasjoner med lav informasjonsverdi for dagens β ikke får innflytelse på det estimatet vi til slutt bruker i modellen. 3.6 Prognosefeil konsekvenser for modellvalg En annen interesant side av problematikken om parameterstabilitet gjelder tidspunktet for parameterendringen, relativt til prognoseperioden. Grunnen er at tidspunktet for parameterendringen kan ha betydning for hvilken type framskrivningsmodell som gir de beste prognosene. Skal vi bruke den samme modellen som vi baserer politikkbeslutninger på, eller en helt annen type modell? La oss tenke oss at det (bare) finnes to konkurrerende modeller for inflasjonsraten. Den første modellen, M1, for eksempel vår modell i likning (16), sier at inflasjonsraten bestemmes av flere faktorer: For det første et visst normalt nivå (δ ), og for det andre forskjellige økonomiske forklaringsvariable. M1 vil være en meget nyttig modell dersom den stemmer overens med hvordan inflasjonsraten i gjennomsnitt bestemmes i økonomien. Nytteverdien ligger i to forhold: Vi kjenner til hvor mye en endring i en forklaringsvariabel (renta i vårt eksempel) påvirker inflasjonen, og dessuten vet vi hvordan myndighetene kan bevirke endringer i en eller flere av forklaringsvariablene (endre signalrenta). Den andre modellen, M2, sier rett og slett bare at neste års inflasjonsrate i gjennomsnitt er lik årets inflasjonsrate, og den tilhører klassen av differensierte vektor autoregressive modeller, som forkortes dvar, jf. Clements og Hendry (1999), Eitrheim et al. (1999). Hvilken nytte kan vi ha av M2 i prognosesituasjonen? Hvis vi et øyeblikk går tilbake til situasjonen med stabile parametere i M1 så er svaret svært lite : Riktignok vil ikke M2 avsløre seg som en dårlig prognosemodell pga systematiske feil i anslagene på inflasjonen, men dersom noen skulle finne på å studere spredningen i anslagene over noen kvartaler eller år, vil det vise seg at M2 overdriver usikkerheten i inflasjonsprognosen. Situasjonen er annerledes hvis for eksempel den normale inflasjonsraten (µ) ikke er helt konstant, men skifter fra år til annet, av årsaker som i sin natur er uforutsigbare (vi vet ikke hva vi ikke vet). Dersom endringen inntreffer i prognoseperioden ( neste år ), etter at prognosen er laget og offentliggjort, er det ingen vei utenom prognosefeil for begge modeller. Feilen vil i gjennomsnitt være like stor for M1 og M2. Endelig, dersom endringen skjer før prognoseperioden ( i år ), uten at prognosemakerne oppdager endringen, vil M1 bomme på inflasjonsraten neste år, mens M2 framstår som helt genial og vil treffe detnyenivåetpå inflasjonsraten perfekt (fordi skiftet allerede er fullt innebakt i årets inflasjonsrate). I to av tre tilfeller framstår altså M2 som en like god prognosemodell som M1, i det tredje tilfellet er den klart bedre. Og dette altså til tross for at M1 er den beste modellen for inflasjonsmekanismene i økonomien. 5 Det virker som at Norges Bank i stor grad frikobler valutamarkedet fra øvrige økonomiske sammenhenger når de lager sine offisielle prognoser, siden disse alltid er basert på uendret valutakurs (fra et historisk gitt initalnivå). Dette kan representereeninkonsistensiforholdtildenbeskrivelsen av inflasjonsmekanismene som Norges Bank ellers kommuniserer (dvs at valutakanalen er viktig). 20

ECON 1310: Forelesning nr 9 (27. mars 2008)

ECON 1310: Forelesning nr 9 (27. mars 2008) ECON 1310: Forelesning nr 9 (27. mars 2008) Ragnar Nymoen Økonomisk institutt. Universitetet i Oslo. 25. mars 2008 1 1 Innledning Vi ser fortsatt på selve grunnmodellen for valutamarkedet. Det er to hovedmotiver

Detaljer

Finansavisens gjesteskribent 20/3 2010. En oljeprisforklart børs. Ragnar Nymoen.

Finansavisens gjesteskribent 20/3 2010. En oljeprisforklart børs. Ragnar Nymoen. Finansavisens gjesteskribent 20/3 2010 En oljeprisforklart børs Ragnar Nymoen. Stupet i oljeprisen høsten 2008 bidro vesentlig til at børsindeksen falt så kraftig som den gjorde. Dette bekreftes av en

Detaljer

ECON 1310: Forelesning nr 8 (13. mars 2008)

ECON 1310: Forelesning nr 8 (13. mars 2008) ECON 1310: Forelesning nr 8 (13. mars 2008) Ragnar Nymoen Økonomisk institutt. Universitetet i Oslo. 11. mars 2008 1 1 Innledning Vi skal ta opp to temaer i denne forelesningen: 1. Vi skal foreta en liten

Detaljer

Brent Crude. Norges Bank kuttet renten med 0,25 prosentpoeng til 1,25 % og NOK svekkelse i kjølvannet. Rentemøtet i Norges Bank

Brent Crude. Norges Bank kuttet renten med 0,25 prosentpoeng til 1,25 % og NOK svekkelse i kjølvannet. Rentemøtet i Norges Bank Norges Bank kuttet renten med 0,5 prosentpoeng til,5 % og NOK svekkelse i kjølvannet. Rentemøtet i Norges Bank Rentemøtet. desember medførte at Norges Bank (NB) kuttet styringsrenten fra,50 % til,5 %.

Detaljer

Vellykket inflasjonsmålstyring i Sverige 1993-2003?

Vellykket inflasjonsmålstyring i Sverige 1993-2003? Vellykket inflasjonsmålstyring i Sverige 1993-2003? Syv enkle tester Av førsteamanuensis Kai Leitemo, Handelshøyskolen BI i Oslo. 1 La meg først få takke for invitasjon og anledning til å kommentere riksbanksjef

Detaljer

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Ved sensuren tillegges oppgave og 2 lik vekt. Oppgave (a) De finanspolitiske virkemidlene i denne modellen er knyttet til det offentlige konsumet (G) og skattesatsen

Detaljer

Økonometriske prognoser for. makroøkonomiske. pensjonsforutsetninger 2014-2035. Samfunnsøkonomisk analyse. Rapport nr. 15-2014

Økonometriske prognoser for. makroøkonomiske. pensjonsforutsetninger 2014-2035. Samfunnsøkonomisk analyse. Rapport nr. 15-2014 Samfunnsøkonomisk analyse Rapport nr. 15-2014 Samfunnsøkonomisk analyse Rapport nr. 3-2013 Sammendrag Den økonometriske modellen Norwegian Aggregate Model (NAM) benyttes her til å framskrive variabler

Detaljer

Notater til 2. avd. makro H-2002 (#2)

Notater til 2. avd. makro H-2002 (#2) Notater til 2. avd. makro H-2002 (#2) Ragnar Nymoen Formål med denne forelesningen: Utvide grunnmodellen fra OEM Ch.1 til å inkludere to finansobjekter: Penger og obligasjoner. Bruke modellen til å definere

Detaljer

Finans- og gjeldskriser lærdommer for pengepolitikken

Finans- og gjeldskriser lærdommer for pengepolitikken Finans- og gjeldskriser lærdommer for pengepolitikken Steinar Holden Økonomisk institutt, UiO http://folk.uio.no/sholden/ Valutaseminaret 3. februar Lærdommer Fleksibel inflasjonsstyring fungerer godt

Detaljer

Keynes-modeller. Forelesning 3, ECON 1310: Anders Grøn Kjelsrud 5.9.2014

Keynes-modeller. Forelesning 3, ECON 1310: Anders Grøn Kjelsrud 5.9.2014 Keynes-modeller Forelesning 3, ECON 1310: Anders Grøn Kjelsrud 5.9.2014 Oversikt over dagens forelesning 1. Konsumfunksjonen, den nøytrale realrenten (fra forrige uke) 2. Konjunkturer vs. vekst 3. Start

Detaljer

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT oppgave 1310, V10

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT oppgave 1310, V10 UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT oppgave 3, V Ved sensuren tillegges oppgave og 3 vekt /4, og oppgave vekt ½. For å bestå, må besvarelsen i hvert fall: gi riktig svar på oppgave a, kunne sette

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Høsten 2012 1) Måling av økonomiske variable. Blanchard kap 1, Holden, (i) Hva er hovedstørrelsene i nasjonalregnskapet, og hvordan er

Detaljer

(8) BNP, Y. Fra ligning (8) ser vi at renten er en lineær funksjon av BNP, med stigningstall d 1β+d 2

(8) BNP, Y. Fra ligning (8) ser vi at renten er en lineær funksjon av BNP, med stigningstall d 1β+d 2 Oppgave 1 i) Finn utrykket for RR-kurven. (Sett inn for inflasjon i ligning (6), slik at vi får rentesettingen som en funksjon av kun parametere, eksogene variabler og BNP-gapet). Kall denne nye sammenhengen

Detaljer

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Fasit - Obligatorisk øvelsesoppgave ECON 30, H09 Ved sensuren tillegges oppgave vekt 0,, oppgave vekt 0,45, og oppgave 3 vekt 0,45. Oppgave (i) Forklar kort begrepene

Detaljer

Passer inflasjonsmålstyringen Norge?

Passer inflasjonsmålstyringen Norge? Passer inflasjonsmålstyringen Norge? Hilde C. Bjørnland Universitetet i Oslo Foredrag på konferansen Samfunn og Økonomi i regi av Sparebankforeningen i Norge, Radisson SAS Plaza Hotel, 22. oktober 2004

Detaljer

Om grunnlaget for inntektsoppgjørene 2014

Om grunnlaget for inntektsoppgjørene 2014 Om grunnlaget for inntektsoppgjørene 2014 31. mars 2014 Å. Cappelen, TBU, SSB Innholdet i TBU-rapportene Hovedpunkter i den foreløpige rapporten Lønnsutviklingen i 2013 Prisutviklingen inkl. KPI-anslag

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Høsten 2011 1) Måling av økonomiske variable. Blanchard kap 1, Holden, Hva er hovedstørrelsene i nasjonalregnskapet, og hvordan er de

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Våren 2011 1) Måling av økonomiske variable. Blanchard kap 1, Holden, Hva er hovedstørrelsene i nasjonalregnskapet, og hvordan er de

Detaljer

BNP, Y. Fra ligning (8) ser vi at renten er en lineær funksjon av BNP, med stigningstall d 1β+d 2

BNP, Y. Fra ligning (8) ser vi at renten er en lineær funksjon av BNP, med stigningstall d 1β+d 2 Oppgave 1 a og c) b) Høy ledighet -> Vanskelig å finne en ny jobb om du mister din nåværende jobb. Det er dessuten relativt lett for bedriftene å finne erstattere. Arbeiderne er derfor villige til å godta

Detaljer

Notater til 2. avd. makro, H-2002 (#1)

Notater til 2. avd. makro, H-2002 (#1) Notater til 2. avd. makro, H-2002 (#1) Ragnar Nymoen Formål med denne forelesningen: Forstå den grunnleggende beholdningsmodellen for valutamarkedet. Fortrolighet med tilhørende begrepsdannelse Forelesningen

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 2310 Høsten 2013 Denne versjonen: (Oppdateringer finnes på

Seminaroppgaver ECON 2310 Høsten 2013 Denne versjonen: (Oppdateringer finnes på Seminaroppgaver ECON 2310 Høsten 2013 Denne versjonen:29.10.2013 (Oppdateringer finnes på http://www.uio.no/studier/emner/sv/oekonomi/econ2310/h13/) Seminar 1 (uke 36) Innledning: Enkle Keynes-modeller

Detaljer

Norge på vei ut av finanskrisen

Norge på vei ut av finanskrisen 1 Norge på vei ut av finanskrisen Hva skjer hvis veksten i verdensøkonomien avtar ytterligere? Joakim Prestmo, SSB og NTNU Basert på Benedictow, A. og J. Prestmo (2011) 1 Hovedtrekkene i foredraget Konjunkturtendensene

Detaljer

Publisering 4 og 11 Uke 14. Innleveringsdato: 20. 05. 2010. Anvendt Makroøkonomi og Finansiell Endring Fellespublisering. Side 0

Publisering 4 og 11 Uke 14. Innleveringsdato: 20. 05. 2010. Anvendt Makroøkonomi og Finansiell Endring Fellespublisering. Side 0 Publisering 4 og 11 Uke 14 Innleveringsdato: 20. 05. 2010 Anvendt Makroøkonomi og Finansiell Endring Fellespublisering Side 0 Innholdsfortegnelse Innholdsfortegnelse... 1 Forklar påstandens innhold og

Detaljer

Ved sensuren tillegges oppgave 1 vekt 0,1, oppgave 2 vekt 0,5, og oppgave 3 vekt 0,4.

Ved sensuren tillegges oppgave 1 vekt 0,1, oppgave 2 vekt 0,5, og oppgave 3 vekt 0,4. ECON3 Sensorveiledning eksamen H6 Ved sensuren tillegges oppgave vekt,, oppgave vekt,5, og oppgave 3 vekt,4. Oppgave Hvilke av følgende aktiviteter inngår i BNP i Norge, og med hvilket beløp? a) du måker

Detaljer

Notater til 2. avd. makro til 16 og 17/10 2001 Ragnar Nymoen

Notater til 2. avd. makro til 16 og 17/10 2001 Ragnar Nymoen Notater til 2. avd. makro til 16 og 17/10 2001 Ragnar Nymoen Formål med denne forelesningen: Forstå den grunnleggende beholdningsmodellen for valutamarkedet. Fortrolighet med tilhørende begrepsdannelse

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Seminaroppgaver EON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Høsten 2014 1) Måling av økonomiske variable. Holden forelesningsnotat 2, Blanchard kap 1, (i) Hva er hovedstørrelsene i nasjonalregnskapet,

Detaljer

Universitetet i Oslo - Økonomisk Institutt Sensorveiledning til eksamen i ECON1310 våren 2018

Universitetet i Oslo - Økonomisk Institutt Sensorveiledning til eksamen i ECON1310 våren 2018 Universitetet i Oslo - Økonomisk Institutt Sensorveiledning til eksamen i ECON1310 våren 2018 Spørsmål kan rettes til helene.onshuus@econ.uio.no For at en bevarelse skal godkjennes bør den ha Minst tre

Detaljer

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Sensorveiledning 1310, H12

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Sensorveiledning 1310, H12 UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Sensorveiledning 30, H Ved sensuren tillegges oppgave vekt /4, oppgave vekt ½, og oppgave 3 vekt /4. For å bestå eksamen, må besvarelsen i hvert fall: gi minst

Detaljer

Finansiell Endring Publisering 4 Marius Knudssøn m_knudsson@yahoo.no

Finansiell Endring Publisering 4 Marius Knudssøn m_knudsson@yahoo.no Finansiell Endring Publisering 4 Marius Knudssøn m_knudsson@yahoo.no Oppgave 1 Fri kapitalflyt, fast valutakurs og selvstendig pengepolitikk på en gang? Flemming-Mundell modellen: For å drøfte påstanden

Detaljer

NAM og modellbaserte makroøkonomiske prognoser

NAM og modellbaserte makroøkonomiske prognoser NAM og modellbaserte makroøkonomiske prognoser Ragnar Nymoen Valutaseminaret 2014, 3. februar 2014 1 / 41 Norwegian Aggregate Model Flytdiagram for NAM Exchange rate E Import price PI Policy rate i Wage

Detaljer

Økonometriske prognoser for. makroøkonomiske. pensjonsforutsetninger 2015-2035. Samfunnsøkonomisk analyse. Rapport nr. 26-2015

Økonometriske prognoser for. makroøkonomiske. pensjonsforutsetninger 2015-2035. Samfunnsøkonomisk analyse. Rapport nr. 26-2015 Samfunnsøkonomisk analyse Rapport nr. 6-05 Samfunnsøkonomisk analyse Rapport nr. -0 Sammendrag Den økonometriske modellen Norwegian Aggregate Model (NAM) benyttes til å framskrive variabler i makroøkonomiske

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 2310 Høsten 2012 Denne versjonen: (Oppdateringer finnes på

Seminaroppgaver ECON 2310 Høsten 2012 Denne versjonen: (Oppdateringer finnes på Seminaroppgaver ECON 2310 Høsten 2012 Denne versjonen:23.10.2012 (Oppdateringer finnes på http://www.uio.no/studier/emner/sv/oekonomi/econ2310/h12/) Seminar 1 (uke 36) Innledning: Enkle Keynes-modeller

Detaljer

Forelesning # 2 i ECON 1310:

Forelesning # 2 i ECON 1310: Forelesning # 2 i ECON 1310: Arbeidsmarkedet og konjunkturer Anders Grøn Kjelsrud 26.8.2013 Praktisk informasjon Kontaktstudenter: Marie: mariestorkli@gmail.com Steffen: steffen.m.kristiansen@gmail.com

Detaljer

Samfunnsøkonomisk analyse Rapport

Samfunnsøkonomisk analyse Rapport Samfunnsøkonomisk analyse Rapport 5-06 Sammendrag Den økonometriske modellen Norwegian Aggregate Model (NAM) benyttes til å framskrive variabler i makro-økonomiske pensjonsforutsetninger for perioden 06-05.

Detaljer

Ragnar Nymoen. Høgskulen i Sogn og Fjordane, Sogndal, 26. april 2010.

Ragnar Nymoen. Høgskulen i Sogn og Fjordane, Sogndal, 26. april 2010. Makroøkonomiske prognoser Ragnar Nymoen http://folk.uio.no/rnymoen/ Økonomisk institutt Universitetet i Oslo Høgskulen i Sogn og Fjordane, Sogndal, 26. april 2010. Snø i indre Sogn Innledning: Snø i indre

Detaljer

Kapittel 5 Hvordan reagerer valutakursen på et kostnadssjokk?

Kapittel 5 Hvordan reagerer valutakursen på et kostnadssjokk? Kapittel 5 Hvordan reagerer valutakursen på et kostnadssjokk? Øistein Røisland og Tommy Sveen Notatet analyserer hvordan den nominelle valutakursen reagerer på kostnadssjokk. Generelt er virkningen usikker,

Detaljer

Fleksibel inflasjonsstyring

Fleksibel inflasjonsstyring Fleksibel inflasjonsstyring Sentralbanksjef Svein Gjedrem Børsgruppen BI Sandvika 9. mars Forskrift om pengepolitikken Pengepolitikken skal sikte mot stabilitet i den norske krones nasjonale og internasjonale

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Våren 2015 Hensikten med seminarene er at studentene skal lære å anvende pensum gjennom å løse oppgaver. Vær forberedt til seminarene

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Vår 2008 1) Måling av økonomiske variable. Blanchard kap 1, Holden, Hva er hovedstørrelsene i nasjonalregnskapet, og hvordan er de definert?

Detaljer

Eksamensoppgaver

Eksamensoppgaver Eksamensoppgaver 1996-2002 Dette er en samling av eksamensoppgaver som ble gitt i kurset Makro - åpne økonomier i perioden 1996-2002. Eksamen var den gangen på seks timer. Pensum var størstedelen av A.

Detaljer

Notater til 2. avd. makro til 23 og 24/ Ragnar Nymoen Formål med denne forelesningen:

Notater til 2. avd. makro til 23 og 24/ Ragnar Nymoen Formål med denne forelesningen: Notater til 2. avd. makro til 23 og 24/10 2001 Ragnar Nymoen Formål med denne forelesningen: Utvide grunnmodellen fra OEM Ch.1 til å inkludere to finansobjekter: enger og obligasjoner. Bruke modellen til

Detaljer

Teori om preferanser (en person), samfunnsmessig velferd (flere personer) og frikonkurranse

Teori om preferanser (en person), samfunnsmessig velferd (flere personer) og frikonkurranse Teori om preferanser (en person), samfunnsmessig velferd (flere personer) og frikonkurranse Flere grunner til å se på denne teorien tidlig i kurset De neste gangene skal vi bl.a. se på hva slags kontrakter

Detaljer

Pengepolitikk i teori og praksis

Pengepolitikk i teori og praksis Pengepolitikk i teori og praksis da Wolden Bache Pengepolitisk avdeling, Norges Bank 16. oktober 2008 Disposisjon 1. Pengepolitikken i Norge 2. En enkel modell for pengepolitisk analyse 3. Modeller for

Detaljer

8.3.4 Garantier for banker og finanspolitikk... 8 9.0 Konklusjon... 9

8.3.4 Garantier for banker og finanspolitikk... 8 9.0 Konklusjon... 9 Innhold Forklar følgende begrep/utsagn:... 3 1.1... 3 Fast valutakurs... 3 Flytende valutakurs... 3 2.1... 3 Landet er i en realøkonomisk ubalanse hvor både statsbudsjettet og handelsbalansen viser underskudd...

Detaljer

Økonometriske prognoser for makroøkonomiske pensjonsforutsetninger Rapport 2/2017

Økonometriske prognoser for makroøkonomiske pensjonsforutsetninger Rapport 2/2017 Rapport /07 Økonometriske prognoser for makroøkonomiske pensjonsforutsetninger 07-05 Ragnar Nymoen Sammendrag Den økonometriske modellen Norwegian Aggregate Model (NAM) benyttes til å framskrive variabler

Detaljer

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT. Sensorveiledning ECON1310, h17

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT. Sensorveiledning ECON1310, h17 UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Sensorveiledning ECON1310, h17 Ved sensuren tillegges oppgave 1 vekt 25%, oppgave 2 vekt 50% og oppgave 3 vekt 25%. For å få godkjent besvarelsen, må den i hvert

Detaljer

ECON 1310: Forelesning nr 10, Pengepolitikk i åpne økonomier

ECON 1310: Forelesning nr 10, Pengepolitikk i åpne økonomier ECON 1310: Forelesning nr 10, Pengepolitikk i åpne økonomier Ragnar Nymoen Økonomisk institutt. Universitetet i Oslo. 3. april 2008 1 1 Pengepolitiske kanaler I en åpen økonomi er mye av pengepolitikkens

Detaljer

Island en jaget nordatlantisk tiger. Porteføljeforvalter Torgeir Høien, 23. mars 2006

Island en jaget nordatlantisk tiger. Porteføljeforvalter Torgeir Høien, 23. mars 2006 Island en jaget nordatlantisk tiger Porteføljeforvalter Torgeir Høien, 2. mars 2 Generelt om den økonomiske politikken og konjunkturene Island innførte inflasjonsmål i 21. Valutakursen flyter fritt. Sentralbanken

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk

Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Seminaroppgaver ECON 1310 Økonomisk aktivitet og økonomisk politikk Våren 2009 Hvis ikke annet avtales med seminarleder, er det ikke seminar i uke 8, 10 og 13. 1) Måling av økonomiske variable. Blanchard

Detaljer

Kompleksitetsanalyse Helge Hafting 25.1.2005 Opphavsrett: Forfatter og Stiftelsen TISIP Lærestoffet er utviklet for faget LO117D Algoritmiske metoder

Kompleksitetsanalyse Helge Hafting 25.1.2005 Opphavsrett: Forfatter og Stiftelsen TISIP Lærestoffet er utviklet for faget LO117D Algoritmiske metoder Helge Hafting 25.1.2005 Opphavsrett: Forfatter og Stiftelsen TISIP Lærestoffet er utviklet for faget LO117D Algoritmiske metoder Innhold 1 1 1.1 Hva er en algoritme?............................... 1 1.2

Detaljer

UNIVERSITETET I OSLO, ØKONOMISK INSTITUTT. Oppgaveverksted 3, v16

UNIVERSITETET I OSLO, ØKONOMISK INSTITUTT. Oppgaveverksted 3, v16 UNIVERSITETET I OSLO, ØKONOMISK INSTITUTT Oppgaveverksted 3, v16 Oppgave 1 Ta utgangspunkt i følgende modell for en lukket økonomi (1) Y = C + I + G (2) C = z c + c 1 (Y-T) c 2 (i-π e ) der 0 < c 1 < 1,

Detaljer

Konkurranseevne, lønnsdannelse og kronekurs

Konkurranseevne, lønnsdannelse og kronekurs Konkurranseevne, lønnsdannelse og kronekurs Innstilling fra Ekspertutvalget for konkurranseutsatt sektor 9. april 23 1 Utvalgets mandat skal vurdere: Konsekvenser av retningslinjene for finans- og pengepolitikken

Detaljer

3.A IKKE-STASJONARITET

3.A IKKE-STASJONARITET Norwegian Business School 3.A IKKE-STASJONARITET BST 1612 ANVENDT MAKROØKONOMI MODUL 5 Foreleser: Drago Bergholt E-post: Drago.Bergholt@bi.no 11. november 2011 OVERSIKT - Ikke-stasjonære tidsserier - Trendstasjonaritet

Detaljer

Seminaroppgaver i ECON1310 våren 2018

Seminaroppgaver i ECON1310 våren 2018 Seminaroppgaver i ECON1310 våren 2018 Økonomisk aktivitiet og økonomisk politikk Hensikten med seminarene er å lære å anvende pensum gjennom å løse oppgavene. Det forventes at alle studenter forsøker å

Detaljer

En ekspansiv pengepolitikk defineres som senking av renten, noe som vil medføre økende belåning og investering/forbruk (Wikipedia, 2009).

En ekspansiv pengepolitikk defineres som senking av renten, noe som vil medføre økende belåning og investering/forbruk (Wikipedia, 2009). Oppgave uke 47 Pengepolitikk Innledning I denne oppgaven skal jeg gjennomgå en del begreper hentet fra Norges Bank sine pressemeldinger i forbindelse med hovedstyrets begrunnelser for rentebeslutninger.

Detaljer

Pengepolitikk og bruk av modeller i Norges Bank. Sentralbanksjef Øystein Olsen Universitetet i Nordland, 1. november 2011

Pengepolitikk og bruk av modeller i Norges Bank. Sentralbanksjef Øystein Olsen Universitetet i Nordland, 1. november 2011 Pengepolitikk og bruk av modeller i Norges Bank Sentralbanksjef Øystein Olsen Universitetet i Nordland, 1. november 11 Pengepolitiske regimer i Norge etter 11 11 13 1 17 1931 1933 19 August 1971 Desember

Detaljer

Om grunnlaget for inntektsoppgjørene 2015. Foreløpig rapport fra TBU, 16. februar 2015

Om grunnlaget for inntektsoppgjørene 2015. Foreløpig rapport fra TBU, 16. februar 2015 Om grunnlaget for inntektsoppgjørene 2015 Foreløpig rapport fra TBU, 16. februar 2015 Innholdet i TBU-rapportene Hovedtema i den foreløpige rapporten Lønnsutviklingen i 2014 Prisutviklingen inkl. KPI-anslag

Detaljer

AS-AD -modellen 1. Steinar Holden, 16. september 04 Kommentarer er velkomne steinar.holden@econ.uio.no!

AS-AD -modellen 1. Steinar Holden, 16. september 04 Kommentarer er velkomne steinar.holden@econ.uio.no! AS-AD -modellen 1 Steinar Holden, 16. september 04 Kommentarer er velkomne steinar.holden@econ.uio.no! AS-AD -modellen... 1 AD-kurven... 1 AS-kurven... 2 Tidsperspektiver for bruk av modellen... 2 Analyse

Detaljer

Oppgave 1 IS-RR-PK- modellen Ta utgangspunkt i følgende modell for en lukket økonomi. der 0 < t < 1 n E Y Y

Oppgave 1 IS-RR-PK- modellen Ta utgangspunkt i følgende modell for en lukket økonomi. der 0 < t < 1 n E Y Y Fasit oppgaveseminar 3, ECON 1310, V15 Oppgave 1 IS-RR-PK- modellen Ta utgangspunkt i følgende modell for en lukket økonomi (1) Y = C + I + G (2) C e C = z + c1 ( Y T ) c2 ( i π ), der 0 < c 1 < 1 og c

Detaljer

Nasjonale og næringsmessige konsekvenser av nedgangen i oljeinntekter og investeringer. Ådne Cappelen Forskningsavdelingen Statistisk sentralbyrå

Nasjonale og næringsmessige konsekvenser av nedgangen i oljeinntekter og investeringer. Ådne Cappelen Forskningsavdelingen Statistisk sentralbyrå 1 Nasjonale og næringsmessige konsekvenser av nedgangen i oljeinntekter og investeringer Ådne Cappelen Forskningsavdelingen Statistisk sentralbyrå 1 Mange studier av «oljen i norsk økonomi» St.meld nr.

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 2310

Seminaroppgaver ECON 2310 Seminaroppgaver ECON 2310 Høsten 2007 Denne versjonen: 7-11-2007 (Oppdateringer finnes på http://www.uio.no/studier/emner/sv/oekonomi/econ2310/h07/) 1) (uke 36) Innledning: Enkle Keynes-modeller Blanchard

Detaljer

Norges Bank valgte å holde styringsrenten uendret på 1,5 % ved rentemøtet 18. september.

Norges Bank valgte å holde styringsrenten uendret på 1,5 % ved rentemøtet 18. september. Månedsrapport 9/14 Rentemøtet i Norges Bank i fokus Norges Bank valgte å holde styringsrenten uendret på 1,5 % ved rentemøtet 18. september. Ved forrige rentemøte, 19. juni, kommenterte Sentralbanken at

Detaljer

NORSK PENGEPOLITIKK I PRAKSIS VISESENTRALBANKSJEF JON NICOLAISEN 28. OKTOBER 2014, NTNU

NORSK PENGEPOLITIKK I PRAKSIS VISESENTRALBANKSJEF JON NICOLAISEN 28. OKTOBER 2014, NTNU NORSK PENGEPOLITIKK I PRAKSIS VISESENTRALBANKSJEF JON NICOLAISEN. OKTOBER, NTNU Eidsvoll mai «Ingen stat kan bestå uten et velfungerende pengevesen. En egen valuta ville være et symbol på landets suverenitet

Detaljer

Faktor - En eksamensavis utgitt av Pareto

Faktor - En eksamensavis utgitt av Pareto Faktor - En eksamensavis utgitt av Pareto SØK 2001 Offentlig økonomi og økonomisk politikk Eksamensbesvarelse Vår 2004 Dette dokumentet er en eksamensbesvarelse, og kan inneholde feil og mangler. Det er

Detaljer

Renter og pengepolitikk

Renter og pengepolitikk Renter og pengepolitikk Anders Grøn Kjelsrud 12.10.2017 Disposisjon Utvide Keynes-modellen med Phillipskurven (IS-PK-modellen) Se bredt på virkningene av endring i styringsrenten (tre hovedkanaler) Utvide

Detaljer

Enkel matematikk for økonomer 1. Innhold. Parenteser, brøk og potenser. Ekstranotat, februar 2015

Enkel matematikk for økonomer 1. Innhold. Parenteser, brøk og potenser. Ekstranotat, februar 2015 Ekstranotat, februar 205 Enkel matematikk for økonomer Innhold Enkel matematikk for økonomer... Parenteser, brøk og potenser... Funksjoner...4 Tilvekstform (differensialregning)...5 Nyttige tilnærminger...8

Detaljer

ST0202 Statistikk for samfunnsvitere Kapittel 9: Inferens om én populasjon

ST0202 Statistikk for samfunnsvitere Kapittel 9: Inferens om én populasjon ST0202 Statistikk for samfunnsvitere Kapittel 9: Inferens om én populasjon Bo Lindqvist Institutt for matematiske fag 2 Kap. 9: Inferens om én populasjon Statistisk inferens har som mål å tolke/analysere

Detaljer

1 C z I G + + = + + 2) Multiplikasjon av et tall med en parentes foregår ved å multiplisere tallet med alle leddene i parentesen, slik at

1 C z I G + + = + + 2) Multiplikasjon av et tall med en parentes foregår ved å multiplisere tallet med alle leddene i parentesen, slik at Ekstranotat, 7 august 205 Enkel matematikk for økonomer Innhold Enkel matematikk for økonomer... Parenteser og brøker... Funksjoner...3 Tilvekstform (differensialregning)...4 Telleregelen...7 70-regelen...8

Detaljer

ADDISJON FRA A TIL Å

ADDISJON FRA A TIL Å ADDISJON FRA A TIL Å VEILEDER FOR FORELDRE MED BARN I 5. 7. KLASSE EMNER Side 1 Innledning til addisjon 2 2 Grunnleggende om addisjon 3 3 Ulike tenkemåter 4 4 Hjelpemidler i addisjoner 9 4.1 Bruk av tegninger

Detaljer

MAT4010 PROSJEKTOPPGAVE: Statistikk i S2. Olai Sveine Johannessen, Vegar Klem Hafnor & Torstein Mellem

MAT4010 PROSJEKTOPPGAVE: Statistikk i S2. Olai Sveine Johannessen, Vegar Klem Hafnor & Torstein Mellem MAT400 PROSJEKTOPPGAVE: Statistikk i S2 Olai Sveine Johannessen, Vegar Klem Hafnor & Torstein Mellem 20. mai 205 Innhold. Stokastisk Variabel.. Stokastiske variable som funksjoner 3 2. Forventningsverdi

Detaljer

Renter og pengepolitikk

Renter og pengepolitikk Renter og pengepolitikk Anders Grøn Kjelsrud (gkj@ssb.no) 18.10.2016 Disposisjon Kort oppsummering fra sist Utvide Keynes-modellen med Phillipskurven (IS-PK-modellen) Se bredt på virkningene av endring

Detaljer

Seminaroppgaver ECON 2310

Seminaroppgaver ECON 2310 Seminaroppgaver ECON 2310 Høsten 2006 Denne versjonen: 7-11-2006 (Oppdateringer finnes på http://www.uio.no/studier/emner/sv/oekonomi/econ2310/h06/) 1) (uke 36) Innledning: Enkle Keynes-modeller Blanchard

Detaljer

Publisering 5 Uke 7. Innleveringsdato: 21. 02. 2010. Anvendt Makroøkonomi. Side 0

Publisering 5 Uke 7. Innleveringsdato: 21. 02. 2010. Anvendt Makroøkonomi. Side 0 Publisering 5 Uke 7 Innleveringsdato: 21. 02. 2010 Anvendt Makroøkonomi Side 0 Innholdsfortegnelse Innholdsfortegnelse...1 Ukens oppgave:...2 1. Fast/flytende valutakurs...3 Fastvalutakurs:...3 Flytende

Detaljer

Løsningsforslag kapittel 11

Løsningsforslag kapittel 11 Løsningsforslag kapittel 11 Oppgave 1 Styringsrenten påvirker det generelle rentenivået i økonomien (hvilke renter bankene krever av hverandre seg i mellom og nivået på rentene publikum (dvs. bedrifter,

Detaljer

Tallinjen FRA A TIL Å

Tallinjen FRA A TIL Å Tallinjen FRA A TIL Å VEILEDER FOR FORELDRE MED BARN I 5. 7. KLASSE EMNER Side 1 Innledning til tallinjen T - 2 2 Grunnleggende om tallinjen T - 2 3 Hvordan vi kan bruke en tallinje T - 4 3.1 Tallinjen

Detaljer

Løsningsforslag Til Statlab 5

Løsningsforslag Til Statlab 5 Løsningsforslag Til Statlab 5 Jimmy Paul September 6, 007 Oppgave 8.1 Vi skal se på ukentlige forbruk av søtsaker blant barn i et visst område. En pilotstudie gir at standardavviket til det ukentige forbruket

Detaljer

Settes renta fornuftig? Februar 2003

Settes renta fornuftig? Februar 2003 Settes renta fornuftig? Februar 2003 av Kai Leitemo, førsteamanuensis i samfunnsøkonomi, Handelshøyskolen BI. Det er få forhold som påvirker vår privatøkonomi mer enn de rentebeslutningene som fattes i

Detaljer

Pengepolitikk og lønnsdannelse Konkurrenter eller partnere i sikring av konkurranseevnen?

Pengepolitikk og lønnsdannelse Konkurrenter eller partnere i sikring av konkurranseevnen? Pengepolitikk og lønnsdannelse Konkurrenter eller partnere i sikring av konkurranseevnen? Å. Cappelen Forskningsavdelingen Statistisk sentralbyrå CME, 7 november 2014 2 Disposisjon - problemstillinger

Detaljer

Forskrift om pengepolitikken (1)

Forskrift om pengepolitikken (1) Forskrift om pengepolitikken (1) Pengepolitikken skal sikte mot stabilitet i den norske krones nasjonale og internasjonale verdi, herunder også bidra til stabile forventninger om valutakursutviklingen.

Detaljer

Hvorfor er makro konomiske prognoser sºausikre?

Hvorfor er makro konomiske prognoser sºausikre? Hvorfor er makro konomiske prognoser sºausikre? Ragnar Nymoen Universitetet i Oslo. Sosial konomisk institutt. e-post: ragnar.nymoen@econ.uio.no www: http://www.uio.no/~rnymoen/ 3. januar 2000. 1 Innledning

Detaljer

Tall og bakgrunn for årets inntektsoppgjør

Tall og bakgrunn for årets inntektsoppgjør Tall og bakgrunn for årets inntektsoppgjør Parats tariffkonferanse Scandic Oslo Airport, 1. mars 2016 Helle Stensbak, sjeføkonom YS Innholdet i TBU-rapportene Hovedtema i den foreløpige rapporten Lønnsutviklingen

Detaljer

Raskere renteøkning nå!*

Raskere renteøkning nå!* AKTUELL KOMMENTAR Professor ved Økonomisk institutt, Universitetet i Oslo Raskere renteøkning nå!* Norsk økonomi er i en solid høykonjunktur. Ledigheten er lav og fallende, kapasitetsutnyttingen i næringslivet

Detaljer

Forelesning, ECON 1310:

Forelesning, ECON 1310: Forelesning, ECON 1310: Arbeidsmarkedet og likevektsledighet Anders Grøn Kjelsrud (gkj@ssb.no) 11.10.2016 Pensum og oversikt Kapittel 7 og 8 i læreboka Oppsummering fra sist Likevektsledighet Phillips-kurven:

Detaljer

Stabiliseringspolitikk i en enkel Keynes-modell. Del 2 Investeringer og pengepolitikk

Stabiliseringspolitikk i en enkel Keynes-modell. Del 2 Investeringer og pengepolitikk Forelesningsnotat nr 6, februar 2010, Steinar Holden Stabiliseringspolitikk i en enkel Keynes-modell. Del 2 Investeringer og pengepolitikk av Steinar Holden Kommentarer og spørsmål er velkomne: steinar.holden@econ.uio.no

Detaljer

Temanotat 2006/8: Pensjonering i skoleverket etter år 2000

Temanotat 2006/8: Pensjonering i skoleverket etter år 2000 Temanotat 2006/8: Utarbeidet av Bjarne Wik for Utdanningsforbundet Temanotat 2006/8 Utarbeidet i avdeling for utredning Utdanningsforbundet Postboks 9191 Grønland 0134 OSLO www.utdanningsforbundet.no Innholdsfortegnelse

Detaljer

Renter og pengepolitikk

Renter og pengepolitikk Renter og pengepolitikk Anders Grøn Kjelsrud 3.4.2018 Disposisjon Utvide Keynes-modellen med Phillipskurven (IS-PK-modellen) Se bredt på virkningene av endring i styringsrenten (tre hovedkanaler) Utvide

Detaljer

MÅLING AV TYNGDEAKSELERASJON

MÅLING AV TYNGDEAKSELERASJON 1. 9. 2009 FORSØK I NATURFAG HØGSKOLEN I BODØ MÅLING AV TYNGDEAKSELERASJON Foto: Mari Bjørnevik Mari Bjørnevik, Marianne Tymi Gabrielsen og Marianne Eidissen Hansen 1 Innledning Hensikten med forsøket

Detaljer

Oppgave uke 48 Makroøkonomi. Innledning

Oppgave uke 48 Makroøkonomi. Innledning Ronny Johansen, student id.:0892264 rojo@lundbeck.com Oppgave uke 48 Makroøkonomi Innledning Professor Robert A. Mundells forskning på 60-tallet har vært av de viktigste bidragene innen økonomisk forskning

Detaljer

Pengepolitikken i Norge

Pengepolitikken i Norge Pengepolitikken i Norge Forelesning Øistein Røisland Pengepolitisk avdeling, Norges Bank Rolledeling i den økonomiske politikken Finanspolitikken: - Inntektene fra petroleumssektoren overføres til Petroleumsfondet

Detaljer

Renter og pengepolitikk

Renter og pengepolitikk Renter og pengepolitikk Anders Grøn Kjelsrud a.g.kjelsrud@econ.uio.no 13.3.2017 Disposisjon Utvide Keynes-modellen med Phillipskurven (IS-PK-modellen) Se bredt på virkningene av endring i styringsrenten

Detaljer

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Sensorveiledning 1310, H13

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Sensorveiledning 1310, H13 UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Sensorveiledning 131, H13 Ved sensuren tillegges oppgave 1 vekt,, oppgave vekt,5, og oppgave 3 vekt,3. For å bestå eksamen, må besvarelsen i hvert fall: Ha nesten

Detaljer

Fra undersøkelsen: Kjennskap og holdninger til norsk landbruk 18-20.mars 2013 Utarabeidet for Norges Bondelag av Erik Dalen, Ipsos MMI

Fra undersøkelsen: Kjennskap og holdninger til norsk landbruk 18-20.mars 2013 Utarabeidet for Norges Bondelag av Erik Dalen, Ipsos MMI Fra undersøkelsen: Kjennskap og holdninger til norsk landbruk 18-.mars 13 Utarabeidet for Norges Bondelag av Erik Dalen, Ipsos MMI Undersøkelsen er utarbeidet av Ipsos MMI på oppdrag for Norges Bondelag

Detaljer

1310 høsten 2010 Sensorveiledning obligatorisk øvelsesoppgave

1310 høsten 2010 Sensorveiledning obligatorisk øvelsesoppgave 3 høsten 2 Sensorveiledning obligatorisk øvelsesoppgave For å bestå oppgaven, må besvarelsen i hvert fall vise svare riktig på 2-3 spørsmål på oppgave, kunne sette opp virkningen på BNP ved reduserte investeringer

Detaljer

Finansieringsselskapenes Forening Tirsdag 13. mai 2003 Professor Arne Jon Isachsen FIRE ÅR MED EURO

Finansieringsselskapenes Forening Tirsdag 13. mai 2003 Professor Arne Jon Isachsen FIRE ÅR MED EURO Finansieringsselskapenes Forening Tirsdag 13. mai 2003 Professor Arne Jon Isachsen FIRE ÅR MED EURO 1. Litt om hvorfor vi fikk ØMU 2. Hva man forventet 3. Bedriftsøkonomiske erfaringer 4. Samfunnsøkonomiske

Detaljer

KAPITTEL 2. Prisstabilitet kommer ikke av seg selv. Sentralbanksjef Svein Gjedrem 1

KAPITTEL 2. Prisstabilitet kommer ikke av seg selv. Sentralbanksjef Svein Gjedrem 1 Prisstabilitet kommer ikke av seg selv Sentralbanksjef Svein Gjedrem 1 Vi kan gå til historien for å lære, slik at vi står bedre rustet til å treffe de rette valgene framover. Svein Gjedrem tar utgangspunkt

Detaljer

Forelesning 8, ECON 1310:

Forelesning 8, ECON 1310: Forelesning 8, ECON 1310: Arbeidsmarkedet og likevektsledighet Anders Grøn Kjelsrud 11.10.2017 Pensum og oversikt Kapittel 7 og 8 i læreboka Oppsummering fra sist Likevektsledighet Phillips-kurven: sammenhengen

Detaljer

Markedskommentar P.1 Dato 15.10.2012

Markedskommentar P.1 Dato 15.10.2012 Markedskommentar P. 1 Dato 15.1.2 Aksjemarkedet Aksjemarkedene har steget i 3. kvartal og nyheter fra Euro-sonen har fortsatt å prege bevegelsene i markedene. Siden utgangen av 2. kvartal har frykten for

Detaljer