TIDSSKRIFT N RSK ØKONOMISK. INNHOLD Side 103. ÅRGANG HEFTE Tidligere STATSØKONOMISK TIDSSKRIFT. Artikler:

Størrelse: px
Begynne med side:

Download "TIDSSKRIFT N RSK ØKONOMISK. INNHOLD Side 103. ÅRGANG HEFTE 4 1989. Tidligere STATSØKONOMISK TIDSSKRIFT. Artikler:"

Transkript

1 N RSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT INNHOLD Side Artikler: KNUT ANTON MORK: Konjunkturforskning i åttiara ANDERS SKONHOFT: økonomisk vekst og konvergens. Langtidslinjer i etterkrigsperioden 283 Kommentarer: LARS MATHIESEN: Til minne om Cournot: Kommentar til Flåm og Moxnes 307 SJUR DIDRIK FLÅM: Merknad til merknad 309 TORE NILSSEN: Til minne om Cournot: En kommentar 310 STUR DIDRIK FLÅM: Svar til Tore Nilssen 314 Bokanmeldelse: JACQUES H. DREZE: Labour Management, Contracts and Capital Markets Jan Erik Askildsen 316 Artikkelforfattere i dette nummer 320 English Summary 321 Innhold ÅRGANG HEFTE Tidligere STATSØKONOMISK TIDSSKRIFT

2 Redaktør: Redaksjon: Utgitt av: Tidsskriftets adresse: Telefax: Postgiro: Bankgiro: NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT Rolf Jens Brunstad Torstein Bye, Arild Hervik, Kjell Erik Lommerud, Tone Ognedal, JOrn Ratts0 og Bent Vale SosialOkonomenes Forening Formann John L. Rogne. Storgt. 261V 0184 Oslo 1 Telefon (02) (02) Abonnementspris kr 175,- Studentabonnement kr 140,- Enkeltnr. kr 50,- inkl. porto Annonsepriser (ekskl. mva.) - gjeldende fra 1. januar /1 side... kr 2 900,- 3/4 side... kr 2 300,- 1/2 side.... kr 1 700,-

3 Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT), 103 (1989), KONJUNKTURFORSKNING I ÅTTIÅRA Av Knut Anton Mork* En rivende utvikling har funnet sted i konjunkturforskninga over det siste tiåret. Denne artikkelen gir et overblikk over denne utviklinga, med særlig vekt på forskning utført i U.S.A. En del ay denne har dreid seg om empirisk beskrivelse av konjunkturene som stasjonære bevelgelser rundt en ikkestakastisk trend eller alternativt som en ikkestasjoncer prosess med stasjonær vekstrate. Nye teorier inkluderer menykostnader og ncerrasjonell atferd, realkonjunkturer, koordineringsproblemer, prissjokkmodeller og modeller med strukturelle tilpasningsproblemer. Denne artikkelen søker å gi en oversikt over det som har skjedd i konjunkturforskning over det siste tiåret. Den reflekterer forfatterens egne erfaringer og er dermed noe subjektiv. Blant annet merkes dette i at referansene nesten utelukkende er til amerikanske arbeider, noe som henger sammen med et femten års opphold i U.S.A. Men det er nok også et faktum at amerikanerne har stått for en god del av arbeidet på dette området. Oversikten går ikke inn på internasjonale overføringer av konjunktursvingninger og dermed heller ikke på de spesielle konjunkturproblemene for små, åpne økonomier. Dette bør ikke tolkes som en nedvurdering av viktigheten av disse problemene, men heller som en understrekning av hvor fundamentale problemer konjunkturteorien står overfor før en kommer til problemstillingene for enkeltland. Arbeidet med konjunkturforskning i de tre foregående tiår hadde i stor grad fokusert på den empiriske korrelasjonen mellom realøkonomisk * Denne artikkelen ble til som resultat av en forelesningsserie ved Finansdepartementet i Oslo mars Finn Kydland og en anonym konsulent fortjener takk for nyttige kommentarer. Selvfølgelig er verken de eller Finansdepartementet ansvarlige for forfatterens feil eller meningsytringer.

4 260 aktivitet og inflasjonen, eller i alle fall uventet inflasjon, med andre ord phillipskurven. To ledende fortolkninger av denne korrelasjonen hadde utviklet seg. På den keynesianske sida hadde Fischer (1977) og Taylor (1980) utarbeidet teorien om avtalebestemt lonnsrigiditet. Under denne teorien er lønnsfastsettelsen rasjonell ex ante, men sysselsettinga bestemmes ex post av etterspørselen etter arbeidskraft gitt reallønna slik den influeres av prisnivået ex post. Sysselsetting og realaktivitet reagerer da positivt på nominelle sjokk, og reallønna svinger kontrasyklisk. På den «nye klassiske» sida hadde Lucas (1973) hevdet at phillipskurven skyldes mangelfull informasjon idet arbeiderne reagerer på nominelle lønnsøkninger ved å arbeide mer fordi de må bestemme arbeidstilbudet før de får vite om økningene er nominelle eller reelle. Ved inngangen til åttiåra falt begge disse teoriene i popularitet. Avtalehypotesen viste seg å ha et empirisk problem fordi konjunktursvingningene i reallønna i U.S.A. er nokså nær null. Teoretisk ble den kritisert av Barro (1977), som hevdet at tarifflønna ikke har noen allokeringsfunksjon for arbeidskraften i en rasjonell avtale, men bare representerer avdrag på det arbeidsgiveren skylder under avtalen. Følgelig kan ikke avtalebestemt lønnsrigiditet etter Barros mening forklare sysselsettingssvingninger. Informasjonshypotesen kom på sin side under empirisk kritikk av Mishkin (1982) og andre, som fant realvirkninger av både forutsette og uforutsette endringer i pengemengden. På liknende måte rapporterte Boschen (1985) realvirkninger av både observerte og uobserverte endringer i pengemengden når de sistnevnte ble målt som seinere datarevisjoner. Det er mulig at denne konklusjonen har vært litt rask, for eksempel fordi datarevisjonene er ganske ufullkomne mål på uobserverte endringer (Mork, 1990). Forkastningene ser heller ikke ut til å ha nådd helt fram til lærebokslitteraturen, der informasjonshypotesen og den avtalebaserte lønnsrigiditetsteorien fremdeles regnes som hovedstrømninger. 1) Blant de fleste forskerne i U.S.A. har derimot interessen vendt seg mot nye tilnærmingsmåter. Innenfor den nye klassiske skolen har realkonjunkturforskning kommet fram som en helt ny retning, mens eklektiske forskere studerer likevektsmodeller med eksternaliteter og imperfekt konkurranse.konjunkturer framkalt av prissjokk og omstillingsproblemer gis 1) En bor være klar over et etterslep på opptil ti år fra noe skjer på forskningsfronten til det kommer ut i lærebokform. Når en tar i betraktning hvor raskt vinden snur seg på forskningsfronten, er dette sikkert en fornuftig strategi for lærebokforfatterne.

5 261 seriøs oppmerksomhet. Vi skal se nærmere på hver av disse, men først kan det være nyttig å se litt på arbeidet med å beskrive konjunktursvingningene. 1. Konjunkturbeskrivelse Spørsmålet om hvordan konjunktursyklene ser ut er viktig fordi svaret indikerer både hva vi trenger å forklare og hvilke krefter som driver dem. Hovedspørsmålet i åttiåra har vært hvorvidt konjunktursvingningene representerer midlertidige eller permanente endringer i produksjonsnivået. Midlertidige og permanente endringer i økonomien Den tradisjonelle oppfatningsmåten ser på konjunktursvingningene som forbigående fenomener. Den søker å identifisere toppunkter (peaks) og bunnbunkter (troughs) i sykelen. Et bunnpunkt forventes å bli fulgt av en gjenoppbygginsperiode (recovery), da hjula settes igang igjen og produksjonsnivået går tilbake til omtrent der som det var før nedgangen. Denne oppfatninga kan fortolkes som at konjunkturene består av stasjonære svingninger rundt en ikke-stokastisk, langsiktig trend. Matematisk kan da nasjonalproduktet (på logaritmeform, y) beskrives som yt = a + iit + u t, (1) der a + it er trenden og ut et stokastisk ledd som representerer konjunkturforstyrrelsene. Konkunkturbegivenheter kan nå beskrives som positive og negative verdier av ut for henholdsvis høy- og lavkonjunkturer. Det at konjunkturene er forbigående fenomener, uttrykkes ved at ut er en stasjonær tidsserie, slik at forventningsverdien for forstyrrelser som ligger tilstrekkelig langt inne i framtida, er null. Stasjonaritetsegenskapen innbærer også at variansen for forstyrrelsene er konstant og endelig. En slik modell kan passe med at konjunktursvingningene kommer fra ettersporselssida i økonomien. En ekspansiv penge- eller finanspolitikk kan føre til en midlertidig høykonjunktur, mens en kontraktiv politikk kan føre til en midlertidig lavkonjunktur. Før eller siden vil likevel stabiliserende krefter sørge for at aktivitetsnivået vender tilbake til normalt. Men sett nå at konjunktursvingningene i stedet skyldes tilfeldige produktivitetssjokk. Produktivitetsendringer kommer for å bli og bør følgelig

6 262 ha vedvarende (persistent) virkninger på produksjonsnivået. Forbigående forstyrrelser kan komme i tillegg som et resultat av tilpasningsprosessen, men en del av forandringene vil aldri forsvinne. Matematisk kan denne ideen formuleres slik: Yt = I-L + Yt - i + vt, (2) der vt er en stasjonær tidsserieprosess. Dersom vi flytter yt _ i over på venstresida, ser vi at vt representerer stokastiske svingninger i vekstraten, slik at den forårsaker permanente skift i vekstbanen. Det er ingen grunn til å vente at dårlige tider skal bli fulgt av en gjenoppbygginsperiode. Vekstratene vil vende tilbake til normalt, men ikke nivået. Disse ideene ble utforsket av Nelson og Plosser (1982). De undersøkte årsdata for en lang rekke makroøkonomiske variabler for den amerikanske økonomien for å se om de var konsistente med den enkleste spesifikasjonen av modellen i (2), nemlig måfåprosessen (forfatterens oversettelse av random walk), der vt er hvit støy. Selv om denne spesifikasjonen er mer restriktiv enn nødvendig (en hvit-støy-serie er helt ukorrellert med sine egne tidligere verdier), fant Nelson og Plosser at den ikke kunne forkastes unntatt som ventet for arbeidsledighetsraten. 2) De fortolket dette resultatet som en indikasjon på at etterspørselssida spiller en minimal rolle for konjunktursvingningene. Derimot stilte de ikke spørsmålet om hva slags modell som kunne gi best føyning til dataene. Dette er viktig fordi tester av om en gitt serie er eller inneholder en måfåprosess3) har vist seg å ha uvanlig lav teststyrke (DeJong et al., 1988). Følgelig er det svært lite vi kan slutte av en ikke-forkastning av denne hypotesen. 2) For mange europeiske land vil en ikke finne dette unntaket, jfr. Blanchard og Summers (1986). 3) En serie kan sies å inneholde en måfåprosess dersom den har en autoregressiv rot lik én. Anta generelt at serien xt kan skrives på ARMA- («autoregressive moving average») former' A(L)x = f(t) + B(L)at, der f(t) er en deterministisk funksjon, at er hvit støy, L er lagoperatoren og A(z) og B(z) er polynomer som henholdsvis representerer den autoregressive og bevegelig-gjennomsnittsdelen av serien. Da har serien en autoregressiv rot lik én dersom A(1) = O. Beveridge og Nelson (1981) har vist hvordan slike serier kan dekomponeres i to uobserverte komponenter, der den ene komponenten er stasjonær og den andre er en tilnærmet måfåprosess.

7 263 Campbell og Mankiw (1987) førte dette spørsmålet videre med et forsøk på å beregne hvor mye av en gitt innovasjon (dvs. uventet endring) i inntektsprosessen vil vedvare i det uendelige. Som mål på denne andelen brukte de grenseverdien X = lim ayt 4, / aet = E aayt+, i aet, s --> 00 j = 0 00 der et er innovasjonen, Ayt = yt yt _ i og grenseverdien er forutsatt å eksistere. (Den siste likheten følger fordi yt + s = yt _ i + 13 = otlyt ± i og fordi en endring i et ikke berører yt _ 1.) De trengte så å spesifisere en tidsseriemodell der X er en kjent funksjon av estimerbare parametre. De valgte spesifikasjoner av typen AYt = li + 4, 1 6 Yt- i pAYt- p + et Oiet- i..- get - ci, (3) der et er hvit støy og I.L, (I)i,..., (1)p, O i,..., Oq er faste parametre som kan estimeres med minste kvadraters metode. I denne modellen viser det seg at4) X = q, 1 (1) 1... (1)p som er enkelt å beregne gitt estimatene for (1)- og 0-parametrene. Campbell og Mankiw anvendte denne modellen på amerikanske kvartalsdata for etterkrigstida, med forskjellige kombinasjoner av verdier for p og q mellom 0 og 3. 4) For p = q = 1 er det klart at 0åy/3e t = 1. Videre ser en fra (3) at allyt/aet- i = szt)iaayt- iiaet- i = 4Di 3 AYti3et - 01 = (i)i - Oi. Siden et _ 2 ikke påvirker et eller e t _ 1, har vi også aayt/aet _2 = 4.1aAyt_ i/aet _ 2 = 4.131Yti3et -1 = 4 )1(& 01) og så videre. Altså har vi /T -03Ayt-Fimet = IT =00Aytmet-; = i + (1 + (1)1 + (1)i + -.) (4i - oi) = (1-00/(1-0) 1). I det generelle tilfellet vil lesere med bakgrunn i tidsserieanalyse gjenkjenne (3) som ARIMA-modllen [1-4)(L)](1 - Wyt = 1.1, + [1 - O(L)ie t, der L er lag-operatoren og (I) og O polynomer av orden henholdsvis p og q. Wold-formen er (1 - L)Yt = i.l i + Iii(L)e, der 41(z) = [1-0(z)1/[1-4)(z)]. På denne formen er det klart at aayt 4_ i/aet = aaytiaet- j = IN, slik at X =IT =okiii = ki,(1) = [1 - e(1)]/[1-4)(1) ], som er formelen i teksten.

8 264 Resultatene av disse beregningene antydet faktisk enda mer vedvarenhet enn i måfåprosessen. I de fleste av spesifikasjonene er den permanente virkninga større enn innovasjonen k er omtrent 1,7; mens en måfåprosess,der alle.4)- og 0-parametrene er satt lik null, gir X = 1. Derimot har det vist seg at disse resultatene var sensitive til beregningsmetodene. Watson (1986) og Clark (1987) brukte andre modellspesifikasjoner og fikk mindre drastiske resultater. De anslo begge X til omtrent 0,6. Et problem med denne angrepsmåten er at estimatet for X, som i teorien måler langsiktig atferd, kan være påvirket av beregningsmetodens forsøk på å gi en rimelig Nyning til de kortsiktige svingningene i dataene. Cochrane (1988) søkte å omgå dette problemet ved å beregne et ikkeparametrisk mål på hvor mye av den observerte variansen i vekstratene kan tilskrives permanente endringer. Dette målet er K = lim k ( v(yt k yt) k ) v(yt yt) (4) der V(yt k yt) er variansen til «k-periode-differansen» Yt + k yt. To spesialtilfeller kan hjelpe til med å forstå denne formelen. Det første oppstår når inntektsserien er stasjonær rundt en deterministisk trend, som i (1). Da har konjunkturleddet u t konstant varians o2, og ut k og u t er ukorrelerte for stor nok k siden forventningsverdien for ut k går mot null for store nok k, uavhengig av ut. Dermed har vi V(yt+ k Yt) = V[a + + k) + u t k a ut] = V(iik + ut k 20'2, slik at (1/k)V(v t + k Yt) * 0 for k 00. Det andre spesialtilfellet er måfåprosessen, der yt = + yt _ i + et, og et er hvit støy med varians T2. Da er V(Yt + k Yt) = V(et + + et + k) = kt2 og V(Yt + 1 Yt) = V(et 1) = T2, slik at K er grenseverdien av (1/k)kT 2/T2 = 1. Sett nå at inntektsserien kan skrives som en sum av to slike serier. Da vil bare måfåkomponenten bidra til grenseverdien av (1/k)V(yt k Yt)

9 265 fordi variansen av den stasjonære komponenten og dermed også kovariansen med måfåkomponenten forsvinner når den blir multiplisert med 1/k for store k. Men siden K = 1 for måfåkomponenten, skulle det da være klart at K for inntektsprosessen som helhet ganske enkelt er lik den andelen av variansen til Ayt som skyldes måfåprosessen. Dermed forteller K hvor mye av vekstratevariansen som kan tilskrives permanente endringer.5) Cochrane beregner et konsistent estimat for K på grunnlag av årsdata for det amerikanske nasjonalproduktet over de siste hundre år. Resultatene viser konsekvent at en vesentlig andel av variasjonen, kanskje 80 `)/0, kan tilskrives ikke-vedvarende svingninger. For etterkrigstida er resultatene mindre radikale. Dette kan skyldes at depresjonen i trettiåra, som er et vesentlig eksempel på en lavkonjunktur fulgt av en gjenoppbyggingsperiode, ikke er med i etterkrigsserien. Men det er også mulig at denne serien ganske enkelt er for kort til å vise virkelig langsiktig atferd. Hva betyr disse resultatene? Resultatene til Nelson og Plosser er neppe revolusjonerende. For det første kan høy vedvarenhet i tidsserier av den lengden vi har adgang til, skyldes en langsom, men stasjonær prosess omkring en deterministisk trend like så godt som en måfåprosess. For det andre kan konjunktursvingninger ha vedvarende virkninger selv om de oppstår på etterspørselssida. For eksempel kan det ta tid å bygge opp igjen realkapitalen etter en lavkonjunktur. En annen kilde er det Blanchard og Summers (1986) kaller hysterese, det vil si at arbeidsledighetsraten ikke går tilbake til sitt normale leie etter at den først har økt. Dette fenomenet, som først og fremst er blitt observert i Europa i åttiåra, kan forklares med at lønnsfastsettelsen skjer ut fra forhandlinger mellom arbeidsgiverne og de fagorganiserte som har arbeid. Dermed settes reallønningene for høyt til at de arbeidsledige, med presumptivt lavere grenseprodukt, skal kunne finne arbeid. 6) 5) Fotnote 3 antyder hvordan slike dekomponeringer kan utføres. Dersom komponentene er korrelerte med hverandre, er K > 1 et mulig utfall. Det er også verd å merke seg at K er relatert til X = 4 (1) ved at K = 6) Den anonyme konsulenten gjorde meg oppmerksom på at dette problemkomplekset var blitt diskutert i Europa i flere år før Blanchard og Summers' artikkel, f.eks. Lindbeck og Snower (1985).

10 266 For det tredje er det ingen grunn til at den langsiktige vekstbanen skal være deterministisk. Så vel befolkningsvekst som produktivitetsvekst kan variere tilfeldig over tid. Men straks vi anerkjenner dette, blir det ingen grunn til å gjøre et stort nummer av vedvarende endringer i nasjonalproduktet. Hva som forårsaker konjunkturendringer, er fremdeles et interessant spørsmål. Men debatten omkring Nelson og Plosser har ikke gitt noe enkelt svar på dette spørsmålet. Et forsok på dekomponering Shapiro og Watson (1988) har gjort et interessant forsøk på å presse så mye informasjon som mulig ut av dataene. De baserte dette forsøket på en vektorautoregressiv modell (VAR-modell). Utgangspunktet for en VAR-modell er den autoregressive modellen for en skalarvariabel xt. Dette er en tidsseriemodell der x t spesifiseres som en lineær funksjon av sine egne verdier i tidligere perioder, pluss et stokastisk ledd: xt = (1)0 + 4)1Xt (I)pXt - p + et (se også likning 3 og fotnote 3). En vektorautoregressiv modell spesifiseres analogt, men slik at skalaren x t erstattes av en vektor Xt av alle variablene som inngår i modellen og y-koeffisientene av koeffisientmatriser: Xt = (PO + Xt - 14) Xt - p(dp + E. (5) Legg merke til at matriseformen på koeffisientene impliserer at hver av variablene i Xt er en funksjon, ikke bare av sine egne fortidige verdier, men av de fortidige verdiene av alle variablene i modellen. VAR-modellen er blitt populær både som prognose- og analysemodell. I sistnevnte tilfelle kan den fortolkes som den reduserte formen av en ukjent strukturmodell. Dette er tiltrekkende når teorien ikke gir noen klar veiledning om modellspesifikasjonen eller forskeren ikke ønsker å binde seg til noen bestemt teori. Det siste var tilfelle for Shapiro og Watson, som søkte å skille empirisk mellom konkurrerende hypoteser. I deres modell er Xt er en vektor bestående av de kvartalsvise vekstratene i timeverk, råoljeprisen og nasjonalproduktet, endringer i inflasjonsraten og realrenten (ex post) på nivåform; og p (antall lag) er seks

11 267 kvartaler. Vektoren Et er en innovasjonsserie der det første elementet fortolkes som arbeidstilbudssjokk, det andre som oljeprissjokk, det tredje som produktivitetssjokk, og de to siste som etterspørselssjokk. Denne modellen ble brukt til å beregne hvor store andeler av variansen i realvektsten i etterkrigstida som kan tilskrives hver av sjokkvariablene. Siden sjokkvariablene er uobserverte, bortsett fra oljeprissjokk, ble det nødvendig å gjøre noen ekstra antakelser for å identifisere dem. Shapiro og Watson forutsatte (a) at etterspørselssjokkene ikke har noen permanent virkning på realvekst og sysselsettingsvekst og (b) at produktivitetssjokk ikke har noen permanent virkning på sysselsettingsveksten. Disse forutsetningene kunne så pålegges i form av restriksjoner på koeffisientmatrisene (Di. For en prognosehorisont på åtte kvartaler fant Shapiro og Watson for etterkrigstida som helhet at 20 X) av variansen i realveksten kan tilskrives etterspørselssjokk, 32 % produktivitetssjokk, bare 8 % oljeprissjokk og hele 40 ')/0 arbeidstilbudssjokk. 7) Når de derimot ser på historiske lavkonjunkturer for seg selv, blir bildet et noe annet. Da finner de at tre viktige nedganger ble drevet hovedsakelig av etterspørselssjokk, hjulpet noe av arbeidstilbudssjokk, nemlig i , 1960 og I og i 1980 var oljeprissjokk den største årsaken. Bare én lavkonjunktur kan hovedsakelig tilskrives produktivitetssjokk, nemlig den svakere nedgangen i 1970, som falt noe nær sammen med den velkjente reduksjonen i produktivitetsveksten. Denne studien bekrefter at en vesentlig del av endringene i nasjonalproduktet er vedvarende. Men de vedvarende endringene kan bare i begrenset grad forbindes med episoder som vi er vant med å tenke på som viktige konjunkturbegivenheter. 2. Keynesianske prisrigiditetsmodeller Prisrigitet har alltid vært fundamentet for keynesiansk makroøkonomi. Siden Barros (1977) kritikk av avtalebestemt lønns- eller prisrigiditet, har oppmerksomheten mest vært rettet mot rigiditet i priser som ikke inngår i avtaler. En god oppsummeringering av denne forskningsinnsatsen kan finnes i Rotemberg (1987). 7) Andelen for arbeidstilbudssjokk virker mistenkelig høy. I en kommentar foreslår Hall (1988) at dette kan skyldes uvesentlige detaljer ved modellen.

12 268 Empirisk grunnlag for prisrigiditet Som en første tilnærming bør prisrigiditet bety at en endring i pengemengden ikke øyeblikkelig gir et like stort utslag på prisnivået, slik at realverdien på pengemengden forandrer seg. 8) Rotemberg undersøker sammenhengen mellom pengemengden og prisnivået i en VAR-modell (se ovenfor i omtalen av Shapiro og Watsons dekomponeringsmodell) der pengemengden, nasjonalproduktet, den implisitte deflatoren for nasjonalproduktet og en kortsiktig rentesats inngår som variabler. På grunnlag av denne modellen beregner han så hvilke virkninger en innovasjon i pengemengden vil ha på deflatoren over tid. Resultatene stemmer med den keynesianske hypotesen for så vidt som at virkningene starter ut nær null og øker til samme prosentendring som pengemengden etter et års tid. Imidlertid er standardfeilene for disse estimatene store, som påpekt av Prescott (1987). Et mer direkte inntrykk av prisrigiditet kan en få ved å studere prisendringer på mikronivå. Dette er blant annet blitt gjort av Cecchetti (1986), som studerte prisendringer for magasiner i løssalg. Han fant for eksempel at prisen på Reader's Digest forandret seg bare seks ganger mellom 1950 og 1980, mens prisene for Time og Newsweek ble endret ni ganger. Disse og liknende observasjoner tyder på at rigiditet er et reelt fenomen også for priser som ikke inngår i avtaler eller endog uformelle kundeforhold. Små menykostnader og ngerrasjonalitet En enkel måte å begrunne prisrigiditet på under optimaliserende atferd, er å anta at det koster noe å forandre prisene. Standardeksempelet er kostnadene ved å trykke nye menyer for en restaurant derav uttrykket menykostnader. Siden slike kostnader later til å være beskjedne, blir spørsmålet om små menykostnader kan ha store realvirkninger. En rekke artikler av Mankiw (1985) og andre har vist at så er tilfelle. Akerlof og Yellen (1985) antar at noen av bedriftene opptrer bare «nesten» rasjonelt kanskje på grunn av menykostnadene. De kaller dette nærrasjonell (near-rational) atferd. 8) Strengt tatt er dette riktig bare dersom pengemengden er det eneste nominelle formuesobjektet og skattesatser, offentlige utgifter o.l. ikke er fastlagt nominelt. Rotemberg går ikke inn pa slike detaljer.

13 269 Argumentet kan illustreres enkelt. La p stå for den nominelle prisvektoren for så vel de produktene en bedrift selger som innsatsfaktorene den kjøper. Anta at bedriften har markedsmakt, og la D(p,q) være en vektorfunksjon der elementene er henholdsvis etterspørselsfunksjonene for bedriftens produkter og tilbudsfunksjonene (med motsatt fortegn) for innsatsfaktorene. Parameteren q representerer et sett av eksogene faktorer som kan påvirke den nominelle prisvektoren i likevekt, slik som pengemengden. Bedriftens profitt, -rr, er da en funksjon av prisvektoren den velger og de eksogene faktorene: 7r(p,q) = p D(p,q). Siden bedriftene har markedsmakt, vil de velge priser slik at profitten maksimeres. Dersom funksjonen 'Tr er differensierbar, impliserer dette -Trp(p,q) = 0, der 1Tp er en vektor av partielle deriverte. Merk at denne betingelsen implisitt også definerer p som en funksjon av q, med partielle derverte som vi kan kalle P. Anta nå at q endres. Dette vil generelt ha en direkte virkning på profitten, som reflekteres i vektoren -rr q av partieltderiverte. Det som er interessant her, er derimot at de optimale prisene også forandrer seg i henhold til de deriverte pq. Virkninga på profitten av disse prisendringene er -rrp pq, som er null i nærheten av bedriftens profittmaksimum. Dette resultatet følger direkte av optimalitetsbetingelsen TTp = O profittfunksjonen er «flat på toppen». Men sett nå at det er små kostnader forbundet med å endre prisene. Da er det svært mulig at bedriftene vil velge å la være å justere prisene for moderate endringer i q. Men dersom de ikke reagerer, vil hele prisvektoren være gal og dermed gi gale signaler for andre aktører. Videre kan feilene i signalene være større enn menykostnadene -rrp pq er ikke liten fordi pq er liten, men fordi Trp er liten. Dermed kan vi også vente anselige kvantumseffekter. Annenordens avvik fra optimum kan gi førsteordens virkninger på realøkonomisk aktivitet. Forutsetningen om at profittfunksjonen er differensierbar, er vesentlig og ikke alltid oppfylt. Det er viktig å være klar over at den svikter i den nyklassiske frikonkurransemodellen. Dersom en frikonkurransebedrift setter prisen lite grann over markedsprisen, vil den miste all sin omsetning, slik at profitten hopper diskontinuerlig nedover. Følgelig er markedsmakt en vesentlig del av nærrasjonalitetsmodellen. Markedsmakt dukker også opp avsnitt 4 som en ingrediens i de mer eklektiske teoriene.

14 Realkonjunkturer Etter at teorien om mangelfull informasjon slo feil, har de forskerne som tror på likevektsmodellen som forskningsmetode, rettet interessen bort fra monetære fenomener og i retning av reelle forklaringer på konjunkturene, derav navnet realkonjunkturer (real business cycles). Hovedformålet med denne forskningsretningen er å søke forklaringer på konjunktursvingningene innenfor en dynamisk, stokastisk likevektsmodell uten fundamentalt irrelevante faktorer, slik som pengemengden, eller vilkårlige forutsetninger, som urasjonell atferd. Antakelsene om likevekt og optimaliserende atferd behandles ikke som testbare implikasjoner, men som underliggende aksiomer. De testbare implikasjonene er prediksjonene som modellene gir for variasjoner og kovariasjoner i de makroøkonomiske dataseriene. I den grad det er mulig, søker en å bestemme modellparametrene ut fra mikroøkonomiske undersøkelser, slik at en kan spare frihetsgrader til testing mot makroøkonomiske tidsseriedata. En generisk realkonjunkturmodell En realkonjunkturmodell er en nyklassisk vekstmodell med stokastiske produktivitetssjokk. Her er et generisk eksempel: max E RJ(c ct +1,...; lt, 1 {c,},{1,} (6a) under bibetingelsene Ct + it = ektf(kt, nj, nt + lt = 1 (6b) (6c) = (1 8)k, _ 1 + h(it, i t -,, it - s) (6d) Her står c for konsum, 1 for fritid (som en andel av perioden), i for investering, k for kapital og n for sysselsetting målt i arbeidstid (som andel av perioden). 8 er en depresieringsrate, og funksjonen h reflekterer sammenhengen mellom kapitalbeholdningen og ny investering. kt er det stokastiske produktivitetssjokket. En av de første modellene av denne typen ble formulert av Long og Plosser (1983). Deres hovedpoeng var å vise at en realkonjunkturmodell

15 271 kan gi en realistisk samvariasjon mellom næringer over konjunktursyklen. Dette gjorde de ved å spesifisere (6b) og (6d) på vektorform, slik at produktivitetssjokkene ble sektorspesifikke, og kapitalakkumulasjonen ble erstattet av en krysslopsstruktur. Analysen var tentativ, men forfatterne konkluderte med at denne typen modeller kan være svært nyttige. Investering og sysselsetting Et vel så viktig bidrag kom fra Kydland og Prescott (1982). De brukte en ensektormodell, men konsentrerte seg om å finne formuleringer for investeringsatferd og arbeidstilbud som kunne gi svingninger av liknende type som det vi ser i praksis. Realinvesteringene er karakterisert ved kraftigere konjunktursvingninger enn nasjonalproduktet og dessuten høy autokorrelasjon. Disse egenskapene kan reproduseres ved for det første å inkludere permanentinntektshypotesen, som er innebygd i (6a), som vil utjevne konsumet og dermed la det meste av inntektssvingningene falle på sparing og investering. For det andre antar Kydland og Prescott at det tar en viss tid (nemlig fire kvartaler) fra et investeringsprosjekt settes i gang til den nye bygningen eller utstyret tas i bruk. Dette er et spesialtilfelle av funksjonen h i (6d). Denne formuleringa gir autokorrelasjon fordi et investeringsprosj ekt, straks det er påbegynt, vil kreve videre investeringsaktivitet for at det skal kunne fullføres. Sysselsettingssvingningene er vanskeligere å reprodusere. Reallønna går ned i lavkonjunkturer i denne modellen fordi produktiviteten er lavere per forutsetning. Men for at denne lønnsnedgangen skal kunne gi en realistisk sysselsettingsnedgang, må tilbudet av arbeidskraft være svært priselastisk.som kjent er elastisiteten av arbeidstilbudet nettoeffekten av substitusjons- og inntektseffekten, som vanligvis trekker i hver sin retning. Med lavere lønn tilsier substitusjonseffekten lavere arbeidstilbud fordi det lønner seg mindre å arbeide, mens inntektseffekten får folk til å kompensere for dårligere tider med å ta ekstrajobber. En høy tilbudselastisitet for arbeidskraft krever dermed at substitusjonseffekten er mer enn sterk nok til å overdøve inntektseffekten. Denne tilsynelatende høye elastisiteten er selvfølgelig en av faktorene som har fått keynesianske økonomer til å tro på lønnsrigiditet. Kydland og Prescott søker å løse dette problemet ved å anta at preferansene ikke er tidsseparable med hensyn til fritid. Intuisjonen bak denne

16 272 formuleringa begynner med en person som starter i en ny jobb. På dette tidspunktet har personen relativt lav priselastisitet for fritid. Derimot tar jobben tid bort fra andre ønskelige gjøremål, som å stelle i hagen eller pusse opp huset. Etter som tida går og hus og hage forfaller, blir en derfor mer og mer villig til å substituere arbeid for fritid. Etter ei stund skal det ikke mye lønnsnedgang til før en er villig til å slutte i jobben. På denne bakgrunnen spesifiserer Kydland og Prescott fritida som en beholdningsvariabel. Den videre spesifikasjonen av preferansene kan da gjøres enkelt som en tidsadditiv nyttefunksjon der den øyeblikkelige nyttefunksjonen er en Cobb-Douglas-kombinasjon av konsumet og denne beholdningsvariabelen. Kydland og Prescott løser denne modellen, foretar en stokastisk simulering og sammenlikner nøye variansene og kovariansene i modelløsningen med data for den amerikanske økonomien. Resultatene viser et imponerende samsvar med virkeligheten, bortsett fra at modellen predikerer bare halvparten så store sysselsettingssvingninger (målt som standardavviket for timeverk) som det en observerer i virkeligheten. Denne detalj en er ikke helt uviktig når en tar i betraktning at Kydland og Prescott gjorde en hel del for å unngå dette problemet. Den er et sårbart punkt for realkonjunkturmodellene og har gitt støtet til mye videre forskning. Sysselsetting og reallønn Noe av problemet er at en trenger å anta en aggregert tilbudselsastisitet for arbeidskraft som er mye større enn de elastisitetene som er blitt beregnet på grunnlag av mikrodata. Denne konflikten kan løses dersom en kan gå ut fra at mikroestimatene reflekterer valg av arbeidstid gitt at en er sysselsatt, mens makroobservasjonene reflekterer valg mellom sysselsetting og ikke sysselsetting. Analyser av Rogerson (1988) og Hansen (1985) (oppsummert av Prescott, 1987) viser at denne typen resultater kan oppnås dersom det finnes ikke-konveksiteter i korrespondansen mellom arbeidstid og tid som ikke er fritid, slik at skrittet fra å ikke ha en jobb til å jobbe en time om dagen innebærer et «hopp». Et eksempel på slike ikkekonveksiteter er reisetid til og fra jobben. Dersom reisetid er viktig, vil den aggregerte variasjonen i sysselsetting domineres av valget mellom å være sysselsatt eller ikke, og denne variasjonen viser seg å kunne være stor.

17 273 Dette resultatet løser likevel ikke et annet problem, nemlig at modellen forutsier en sterk positiv korrelasjon mellom reallønn og sysselsetting (langs arbeidstilbudskurven), mens den empiriske korrelasjonen er svært nær null. To mulige løsninger på dette problemet er blitt foreslått. Kydland og Prescott (1988) studerer målefeilene som oppstår fordi sysselsettinga måles som en uveid sum av timeverk uten kvalitetsvekter. Siden sysselsettingssvingningene er størst for lavtlønnsarbeidere, vil dermed de empiriske sysselsettingsdataene vise større konjunktursvingninger enn et ideelt sysselsettingsmål basert på økonomisk indeksteori. På den andre sida vil en slik korreksjon ikke affektere de totale lønnsutgiftene, slik at den korrigerte lønnsvariabelen vil tendere til å flukturer prosyklisk. Kydland og Prescott presenterer et sett av korrigerte data basert på et panel av mikroobservasjoner og konkluderer med at den korrigerte empiriske korrelasjonen mellom reallønn og timeverk er positiv. Et annet bidrag, av Christiano og Eichenbaum (1988), innfører etterspørselssj okk i modellen. Disse er rimelig nok spesifisert som realsjokk, mer spesifikt som tilfeldige variasjoner i offentlig forbruk. Offentlig forbruk blir forutsatt å være mindre verdifult for konsumentene enn privat forbruk på marginen, slik at økt offentlig forbruk får dem til å føle seg fattigere. Som et resultat av inntektsvirkninga vil de da ønske å arbeide mer, og denne mekanismen svekker så den teoretiske korrelasjonen mellom sysselsetting og reallønn. Gjenstående problemer To vesentlige problemer gjenstår likevel for realkonjunkturmodellene. For det første har de svært lite å si om inflasjonen. I prinsippet kunne vi tenke oss et pengemarked lagt til modellen, der prisnivået bestemmes slik at den reelle pengemengden er lik realetterspørslen etter penger til enhver tid. Men da ville et positivt produktivitetssjokk innebære en økning i realetterspørselen etter penger, slik at prisnivået trengte å gå ned og omvendt. Med andre ord ville vi få en Phillipskurve med gal helningsvinkel. For det andre har ingen ennå kommet med et godt, praktisk eksempel på et produktivitetssjokk som kan gi en lavkonjunktur. Vi kan alltids tenke oss eksempler på uventede produktivitetsbedringer som kan øke både produksjonsnivå og sysselsetting, men det motsatte er vanskeligere å

18 274 forestille seg. Oljeprissjokk har blitt lansert som eksempel. Dette er et viktig emne, som vi skal komme tilbake til i neste avsnitt. Det kvalifiserer også som realsjokk, men det passer ikke inn som produktivitetssjokk på grunn av den fundamentale nyklassiske forutsetninga om at produksjonsmulighetene ikke avhenger av relative priser. Empirisk karakterisering av produktivitetssjokk forblir dermed et åpent sporsmål. 9) 4. Eklektiske teorier Noe av det viktigste ved teoriutviklinga i åttiåra er mellomretningene som er oppstått mellom keynesiansk og nyklassisk teori. Disse retningene tenderer til å bruke likevektsmodeller, men ikke frikonkurransemodeller av den tradisjonelle typen. Aktorene er rasjonelle, men likevektsløsningene er ofte ikke effektive. Vi skal se på tre deler av denne litteraturen, nemlig modeller med koordineringsproblemer, prissjokkmodeller og modeller med sektorvise tilpasningsproblemer. Koordineringsproblemer Det er vel kjent frikonkurranseløsninger med eksternaliteter ikke er optimale. Det er noe mindre kjent at eksternaliteter kan gi mange likevektsløsninger. Som et enkelt eksempel, ta markedet for telefaxmaskiner. Hensikten med å ha en slik maskin er å kunne utveksle meldinger med andre som også har dem. Med andre ord er nytten av maskinen en funksjon av om andre har dem. I dette markedet kan vi tenke oss minst to likevektslosninger. En likevekt er der ingen har telefax, så ingen vil ønske å anskaffe det. En annen er det vi nå observerer i markedet, der de fleste institusjoner har telefax. Det er grunn til å tro at alle vil foretrekke denne losningen. I så fall kan likevektslosningene rangeres i henhold til Paretokriteriet. Derimot har vi ingen garanti for at markedet når den mest effektive losningen av seg selv. Studiet av slike markeder ligger til grunn for den litteraturen som er blitt oppsummert av Cooper og John (1988). Modellene de diskuterer, inneholder tre viktige elementer. For det forste er likevektslosningene 9) En formell identifisering av produktivitetssjokkene kan oppnås enkelt nok i form av de såkalte Solow-residualene, det vil si de delene av realveksten i nasjonalproduktet som ikke kan tilskrives veksten i produksjonsfaktorene. Dette løser likevel ikke problemet med å forbinde sjokkene med andre observerbare begivenheter som kan gi dem mening.

19 275 generelt ikke optimale på grunn av eksternaliteter. Dermed har det generelt mening å si at alle kan tjene på en hevning av aktivitetsnivået. For det andre finnes det likevektsløsninger med både høyt og lavt aktivitetsnivå, og det er mulig for økonomien å bli sittende fast i situasjoner med lav aktivitet. For det tredje finner vi multiplikatoregenskaper. Dersom aktiviteten økes ett sted i økonomien, vil dette gjøre det lønnsomt for andre å øke sin aktivitet også, slik at den totale aktivitetsøkningen blir større enn den opprinnelige impulsen. Blant de mange eksemplene som Cooper og John presenterer, er det mest interessante kanskje tilfellet med mange sektorer og monopolistisk konkurranse. Her oppstår eksternaliteten på etterspørselssida, i nær analogi med den keynesianske modellen. Det vil si at økt aktivitet i én sektor øker det generelle inntektsnivået, slik at produsentene i de andre sektorene får nyte godt av høyere etterspørsel. Men modellen skiller seg fra den keynesianske ved at prisene ikke er rigide. Anta spesielt at økonomien har to symmetriske sektorer, hver med F > 1 identiske firmaer, hvor de to sektorene produserer henholdsvis gode 1 og gode 2. I tillegg fins det ei gruppe av «outsidere» som har M enheter av et uprodusert numérairegode m og bytter halvparten av det mot hver av de produserte godene. Produsentene i sektor 1 er bare interessert i å konsumere gode 2 samt numérairegodet. Eierne av hvert firma der har en kombinert nytte-produktfunksjon U 1 = c2 1/2m 1/2 kqi, der q 1 er firmaets produksjonsnivå og k en konstant grensekostnad i nytteenheter. Budsjettbetingelsen er P2c2 + m = P iqi. Maksimering av U 1 over C2 og m for et gitt produksjonsnivå gir m = p 2c2, det vil si at aktørene ønsker å dele inntekten likt mellom de to ønskelige godene. Setter vi dette inn i U 1, får vi den indirekte nyttefunksjonen V 1 = (1/2P2v2P 1 k)qi. Produsentene i hvert firma velger nå q 1 slik at V 1 maksimeres, gitt P2, gitt etterspørselsfunksjonen sektoren står overfor, og gitt kvantumsbeslutningene i de andre firmaene i sektoren. Merk at aktørene i sektor 2 per symmetri også ønsker å dele inntekten likt mellom c 1 og m, og at det samme per forutsetning er tilfelle med outsiderne, slik at priselastisiteten for etterspørselen etter gode 1 er 1. Merk også at, siden firmaene er identiske, q 1 = Q 1/F, der Qi er totalt sektorprodukt. Da gir maksimering av V 1 førsteordensbetingelsen 1/2P2 1/213 1(1 1/F) = k. (7)

20 276 Denne formelen viser både at løsningen er suboptimal og at den er påvirket av en etterspørselseksternalitet. Suboptimaliteten følger umiddelbart av imperfekt konkurranse, dvs. 1/F > 0, slik at prisen er høyere og dermed produksjonsnivået lavere enn under frikonkurranse, som ville ha vært effektiv. Koordineringsproblemet oppstår ved at ingen av aktørene har insentiv til å ta initiativ til en kooperativ løsning, som også ville ha vært effektiv. Eksternaliteten oppstår fordi en produksjonsøkning i sektor 2 vil senke P2 og dermed heve grensenytten av å produsere i sektor 1 fordi aktørene der får sin kjøpekraft økt. Eksternaliteten avhenger også av konkurranseimperfeksjonen fordi firmaene må være store nok til å kunne påvirke P2. Makroøkonomisk betyr dette at modellen har multiplikatoregenskaper. For å se dette, merk at verdien av produksjonen i sektor 1, PiQi, må være lik verdien av etterspørselen fra sektor 2 og outsiderne. Siden begge grupper ønsker å bruke halvparten av sine respektive inntekter på gode 1, betyr dette at PiQi = 1/2M + 1/2P 2Q2. Husk nå at symmetriegenskapen impliserer at P 1 og P2 er like i likevekt, og la P stå for den felles verdien. Setter vi dette inn i likninga, får vi den følgende «reaksjonsfunksjonen» for sektor 1: 01 1/2M/P 1/2Q2. (8) (En analog funksjon vil gjelde for sektor 2.) Se nå på virkningene av en økning i M. Den direkte effekten på produksjonen i sektor 1 er 1/2/P. Men aktiviteten i sektor 2 vil bli påvirket tilsvarende fordi sektorene er symmetriske. Videre og dette er viktig vil aktivitetsøkningen i sektor 1 «spille over» til sektor 2 fordi inntektsoppgangen i sektor 1 øker etterspørselen etter gode 2. Denne spillovervirkninga går så fram og tilbake mellom sektorene i beste multiplikatorforstand helt til begge sektorene har fått en aktivitetsøkning på 1/P. Dynamikken i disse modellene er ikke velutviklet ennå, så de gir ingen egentlig forklaring på konjunktursvingninger. Det vi får, er i stedet en forklaring på hvordan økonomien kan bli værende i en lavkonjunktur så snart den har kommet dit. Modellene er også ganske abstrakte. Dette vil likevel trolig forandre seg dersom denne forskningsretningen griper om se

21 277 Prissjokkmodeller De internasjonale konjunktursvingningene i syttiåra hadde en klar korrelasjon med oljeprissvingningene i den perioden. Dette avsnittet tar et raskt blikk på noe av den litteraturen som hevder at denne korrelasjonen reflekterte en årsakssammenheng. Den mest overbevisende av disse studiene var trolig den empiriske undersøkelsen av Hamilton (1983). På basis av amerikanske kvartalsdata viste han at korrelasjonen ikke var begrenset til de store prissjokkene i løpet av syttiåra, men at dataene fra 1949 til 1972 viste vel så overbevisende korrelasjoner. Oljeprisendrinene forårsaker realvekstene i nasjonalproduktet i Granger-forstand. Det vil si at en regresjon av typen yt = ao ± alyt- i a qh - q + biot _... i bqot _ q, (9) der o står for oljeprisendringer og y for realveksten i nasjonalproduktet, gir signifikante verdier for b-koeffisientene. Dernest undersøkte han om denne sammenhengen kan forklares ved at begge variablene drives av andre faktorer som forårsaker konjunktursvingninger i mer fundamental forstand. Denne undersøkelsen gav negative resultater. Endelig inkluderte han lagverdier av en del andre sentrale makroøkonomiske variabler i (9) som en redusert form, og konkluderte med at koeffisientene for oljeprisendringene forble signifikante. Flere svar er blitt foreslått på spørsmålet om hvorfor oljeprissjokk har makrovirkninger. Den versjonen jeg har funnet mest overbevisende (i alle fall inntil 1986, se neste avsnitt), går som følger (f.eks. Bruno og Sachs, 1985 og Mork, 1985). Del økonomien i to sektorer, en som produserer olje og en som bruker olje som innsatsfaktor sammen med arbeidskraft og kapital. Da er det ganske greitt å vise at en oljeprisøkning tenderer til å redusere etterspørselen etter arbeidskraft og kapital i den oljebrukende sektoren. Dersom så arbeidslønna er rigid eller arbeidstilbudet tilstrekkelig elastisk, vil resultatet bli et sysselsettingsfall. Sektorvise tilpasningsproblemer En litt annerledes, men relatert, forklaring på svingningene i syttiåra ble lansert av Lilien (1982). Hans hypotese er at de relative prisendringene i løpet av denne perioden endret likevektsmønsteret på sektormessig sys-

22 278 selsetting. Denne endringa krevde flytting av arbeidskraft. Men siden flytting er forbundet med friksjoner på kort sikt, ble resultatet midlertidig ledighet. Det empiriske belegget for denne teorien er en positiv og signifikant korrelasjon mellom arbeidsledighetsraten for økonomien som helhet, u, og en variabel o- som måler tverrsnittsvariasjonen i sysselsettingsendringer over næringer. Lilien viser også at o- var spesielt høy under lavkonjunkturene i syttiåra, mens tidligere lavkonjunkturer først og fremst kan tilskrives andre kilder. Liliens hypotese lider under et identifikasjonsproblem, som vist av Abraham og Katz (1986). Korrelasjonen mellom o- og u viser at sektorene fluktuerer forskjellig, men ikke at dette er årsakene til konjunkturene. Det er fullt mulig at sektorene bare reagerer forskjellig på aggregerte sjokk. Forsøk på å lose dette problemet har gått i to retninger. Den ene har gått ut på å bruke mikrodata til å finne ut om arbeidsledigheten i lavkonjunkturer er konsentrert blant dem som flytter fra en næring til en annen eller dem som blir der de er (Murphy og Topel, 1987, Loungani og Rogerson, 1988). Disse studiene trekker noe motstridende slutninger, men tilsynelatende mest fordi de bruker forskjellige definisjoner på det å flytte eller å bli i sammen næring. Derimot spiller det egentlig svært liten rolle for teorien hvem som står for ledigheten. Det er klart at Liliens hypotese holder dersom de som flytter, går gjennom en periode med ledighet først. Men den stemmer like godt dersom de som ikke flytter, blir gående ledige, nettopp fordi de ikke er villige eller i stand til å tilpasse seg forandring. På den andre sida kan begge observasjonene også forenes med at de strukturelle forstyrrelsene skyldes aggregerte sjokk. Dermed er vi like langt. Den andre retningen går ut på å studere observerbare sjokk, spesielt oljeprisendringer, og se om reaksjonene på slike sjokk er symmetriske. Det teoretiske grunnlaget er blitt utarbeidet av Hamilton (1988). Han analyserer en tosektormodell med tre goder. Det tredje godet er olje, som ikke produseres, men blir gjort tilgjengelig i eksogent gitte kvanta. Det konsumeres direkte som et komplement til godet som er produsert i den ene sektoren, la oss kalle den sektor 1. (Hamilton har nok hatt den amerikanske bilindustrien i tankene. Modellen ville fungere like godt om komplementariteten oppsto i produksjonen.) Stokastiske svingninger i knappheten på olje fører da til svingninger i ønskelig aktivitet i sektor 1. I

23 279 perioder med knapphet vil noen arbeidere ønske å flytte til sektor 2, men modellen innfører friksjon ved å kreve at de holdes ledige en periode før de kan begynne i ny jobb. Dermed kan variasjoner i knappheten på olje fore til strukturledighet. Det er viktig å legge merke til at friksjonen går begge veier. I perioder med mye olje tilgjengelig vil arbeiderne ønske å flytte til sektor 1, men for å kunne gjøre det, må de finne seg i en periode med ledighet først. Følgelig kan modellen vise asymmetriske reaksjoner på oljesjokk fordi likevekten forstyrres uansett i hvilken retning forstyrrelsen går. Denne sida ved modellen kunne forsterkes ved å innføre en tredje, oljeproduserende sektor, der etterspørselen etter arbeidskraft øker når det blir knapphet på olje. Strukturproblemet gjelder da flytting mellom sektorer som produserer og som bruker olje. Denne typen tenkning ligger bak studier som har sett på empiriske sammenhengen mellom o- og kvadratet av oljeprisendringer. Slike studier har blitt utført av Loungani (1986) og Davis (1987). Resultatene antyder en korrelasjon, men de er noe tentative fordi alle de store oljeprisendringene i dataene som brukes, går i positiv retning. Dette forandret seg etter at data fra 1986 og seinere ble tilgjengelige. Utstyrt med disse dataene utførte jeg en studie (Mork, 1989) som utvidet Hamiltons empiriske undersøkelse av korrelasjonen mellom oljeprisendringer og realvekst i den amerikanske økonomien, der korrelasjonene med prisøkninger og prisreduksjoner (i reell forstand) ble beregnet separat. Resultatene gikk klart i retning av asymmetriske responser. Oljeprisokninger reduserer realveksten, mens virkningene av prisreduksjoner er nær null. 5. Hva har vi lært? Mye har forandret seg i konjunkturforskninga de siste ti åra. Noen av forandringene skyldes nytt empirisk materiale, som motsigelsen av Lucas' modell med mangelfull informasjon. Generelt får en likevel helst inntrykk av at forskningsarbeidet preges av moteretninger. I noen grad er nok dette en funksjon av den iboende tregheten i prosessen med å konstruere makroøkonomiske data, som betyr at korrelasjonsmønsteret i de makro- Okonomiske tidsseriene i det store og hele er ganske godt kjent. Når altså testkriteriene er kjente før hypotesene formuleres, er det ikke forbausende å finne mange konkurrerende teorier.

24 280 En annen faktor er at konjunkturforskning uunngåelig er politisk ladet. Det er neppe tvil om at skillet mellom realkonjunkturteorien og keynesiansk teori faller sammen med et politisk skille mellom høyre og venstre. Om enn politiske meninger kan influeres av data, er det ofte vanskelig å unngå at konklusjonene trekkes før en velger konjunkturteori. Realkonjunkturteorien er ekstrem i og med at den tar aksiomatisk utgangspunkt i en modell der all stabiliseringspolitikk per konstruksjon er uønskelig. Følgelig er den problematisk som utgangspunkt for dem som ikke uten videre er villige til å avskrive stabiliseringspolitikken a priori. På den andre sida har realkonjunkturmodellene vist at etterspørselssjokk langt fra kan være den eneste kilden til konjunktursvingninger. Det er vanskelig å komme til rette med begivenhetene i syttiåra uten å ta tilbudssj okk alvorlig. Videre har den tradisjonelle keynesianske teorien noen problematiske implikasjoner. Det gjelder spesielt reallønnsteorien, som ikke bare strider mot dataene, men som også på en måte innebærer at arbeidere og arbeidsgivere foretrekker en lavkonjunktur med ledighet og lav fortjeneste framfor å komme sammen og finne en løsning som alle kan tjene på. I dette perspektivet virker de nye eklektiske modellene tiltrekkende. Litteraturen om koordineringsproblemer forteller om hvordan økonomien kan bli sittende fast i en uønskelig likevekt som alle sammen gjerne ville komme ut av, men ingen vil tjene på å starte prosessen. Disse modellene later til å komme ganske nær opp til Keynes' opprinnelige ideer. De er ennå for abstrakte for testing eller anvendelser, men en kan vente å høre mer om dem i åra som kommer. REFERANSER Abraham, K.G. og L.F. Katz (1986): «Cyclical Unemployment: Sectoral Shifts or Aggregate Disturbances?», Journal of Political Economy Akerlof, G. og J. Yellen (1985): «A Near-Rational Model of the Business Cycle with Wage and Price Inertia», Quarterly Journal of Economics Barro, R.J. (1977): «Long-term Contracting, Sticky Prices, and Monetary Policy», Journal of Monetary Economics Beveridge, S. og C.R. Nelson (1981): «A New Approach to Decomposition of Economic Time Series into Permanent and Transitory Components with Particular Attention to Measurement of the Business Cycle», Journal of Monetary Economics

Forelesningsnotat 1, desember 2007, Steinar Holden Makroøkonomi omhandler hovedstørrelsene og hovedsammenhengene i økonomi, som

Forelesningsnotat 1, desember 2007, Steinar Holden Makroøkonomi omhandler hovedstørrelsene og hovedsammenhengene i økonomi, som Forelesningsnotat 1, desember 2007, Steinar Holden Makroøkonomi omhandler hovedstørrelsene og hovedsammenhengene i økonomi, som Økonomisk vekst, konjunkturer, arbeidsledighet, inflasjon, renter, utenriksøkonomi

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

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

Forelesning i konsumentteori

Forelesning i konsumentteori Forelesning i konsumentteori Drago Bergholt (Drago.Bergholt@bi.no) 1. Konsumentens problem 1.1 Nyttemaksimeringsproblemet Vi starter med en liten repetisjon. Betrakt to goder 1 og 2. Mer av et av godene

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

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

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

Talsnes ONE - 995850168 Enhver form for mangfoldiggjørelse av hele eller deler av innholdet av dette materiale er i henhold til norsk lov om

Talsnes ONE - 995850168 Enhver form for mangfoldiggjørelse av hele eller deler av innholdet av dette materiale er i henhold til norsk lov om 1 Deskriptivt utsagn: En setning som uttrykker om noe er sant eller usant (hvordan ting er). "Styringsrenten i Norge er 2%" Normativt utsagn: En setning som uttrykker en norm eller vurdering (hvordan ting

Detaljer

Enkel Keynes-modell for en lukket økonomi uten offentlig sektor

Enkel Keynes-modell for en lukket økonomi uten offentlig sektor Forelesningsnotat nr 3, januar 2009, Steinar Holden Enkel Keynes-modell for en lukket økonomi uten offentlig sektor Notatet er ment som supplement til forelesninger med sikte på å gi en enkel innføring

Detaljer

201303 ECON2200 Obligatorisk Oppgave

201303 ECON2200 Obligatorisk Oppgave 201303 ECON2200 Obligatorisk Oppgave Oppgave 1 Vi deriverer i denne oppgaven de gitte funksjonene med hensyn på alle argumenter. a) b) c),, der d) deriveres med hensyn på både og. Vi kan benytte dee generelle

Detaljer

Kontroller at oppgavesettet er komplett før du begynner å besvare spørsmålene. Ved sensuren teller alle delspørsmål likt.

Kontroller at oppgavesettet er komplett før du begynner å besvare spørsmålene. Ved sensuren teller alle delspørsmål likt. Eksamen i: MET040 Statistikk for økonomer Eksamensdag: 4 november 2008 Tid for eksamen: 09.00-13.00 Oppgavesettet er på 4 sider. Tillatte hjelpemidler: Alle trykte eller egenskrevne hjelpemidler og kalkulator.

Detaljer

Økonomisk vekst April 2012, Steinar Holden

Økonomisk vekst April 2012, Steinar Holden Økonomisk vekst April 2012, Steinar Holden Noen grove trekk: Enorme forskjeller i materiell velstand mellom land og innad i land Svært liten vekst i materiell velstand frem til 1500 økt produksjon førte

Detaljer

Etterspørsel, investering og konsum 2. forelesning ECON 1310 Del 2 28. januar 2015

Etterspørsel, investering og konsum 2. forelesning ECON 1310 Del 2 28. januar 2015 Etterspørsel, investering og konsum 2. forelesning ECON 1310 Del 2 28. januar 2015 1 BNP fra etterspørselssiden Generalbudsjettligningen for en lukket økonomi er gitt ved BNP = privat konsum + private

Detaljer

Konsumentteori. Pensum: Mankiw & Taylor, kapittel 21. Arne Rogde Gramstad. Universitetet i Oslo a.r.gramstad@econ.uio.no. 19.

Konsumentteori. Pensum: Mankiw & Taylor, kapittel 21. Arne Rogde Gramstad. Universitetet i Oslo a.r.gramstad@econ.uio.no. 19. Konsumentteori Pensum: Mankiw & Taylor, kapittel 21 Arne Rogde Gramstad Universitetet i Oslo a.r.gramstad@econ.uio.no 19. september, 2013 Arne Rogde Gramstad (UiO) Konsumentteori 19. september, 2013 1

Detaljer

Endrer innvandringen måten norsk økonomi fungerer på?

Endrer innvandringen måten norsk økonomi fungerer på? Endrer innvandringen måten norsk økonomi fungerer på? Steinar Holden Økonomisk institutt, UiO http://folk.uio.no/sholden/ Samfunnsøkonomenes høstkonferanse 8. oktober Tema for den neste halvtimen Arbeidsinnvandring

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

IS-RR - modellen: IS-LM med rente som virkemiddel i pengepolitikken 1

IS-RR - modellen: IS-LM med rente som virkemiddel i pengepolitikken 1 IS-RR - modellen: IS-LM med rente som virkemiddel i pengepolitikken Steinar Holden, 9. september 004 Kommentarer er velkomne steinar.holden@econ.uio.no IS-RR - modellen: IS-LM med rente som virkemiddel

Detaljer

Sannsynlighetsbegrepet

Sannsynlighetsbegrepet Sannsynlighetsbegrepet Notat til STK1100 Ørnulf Borgan Matematisk institutt Universitetet i Oslo Januar 2004 Formål Dette notatet er et supplement til kapittel 1 i Mathematical Statistics and Data Analysis

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

A-pressens kjøp av Edda media beregning av diversjonsrater

A-pressens kjøp av Edda media beregning av diversjonsrater A-pressens kjøp av Edda media beregning av diversjonsrater BECCLE - Bergen Senter for Konkurransepolitikk 10. Oktober 2012 Oversikt Diversjon og tolkningen av diversjonstall Bruk av diversjonsanalyser

Detaljer

Forelesning # 6 i ECON 1310:

Forelesning # 6 i ECON 1310: Forelesning # 6 i ECON 1310: Arbeidsmarkedet og konjunkturer Anders Grøn Kjelsrud 23.9.2013 Pensum Forelesningsnotat (Holden) # 8 Kapittel 8 ( The labour market ) og kapittel 10 ( The Phillips curve, the

Detaljer

Konsumentteori. Pensum: Mankiw & Taylor, kapittel 21. Arne Rogde Gramstad. Universitetet i Oslo a.r.gramstad@econ.uio.no. 13.

Konsumentteori. Pensum: Mankiw & Taylor, kapittel 21. Arne Rogde Gramstad. Universitetet i Oslo a.r.gramstad@econ.uio.no. 13. Konsumentteori Pensum: Mankiw & Taylor, kapittel 21 Arne Rogde Gramstad Universitetet i Oslo a.r.gramstad@econ.uio.no 13. februar, 2014 Arne Rogde Gramstad (UiO) Konsumentteori 13. februar, 2014 1 / 46

Detaljer

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Sensorveiledning obligatorisk oppgave H12 ECON 1310

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Sensorveiledning obligatorisk oppgave H12 ECON 1310 UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT Sensorveiledning obligatorisk oppgave H12 ECON 131 Ved sensuren tillegges oppgave 1 vekt 1/6, oppgave 2 vekt ½, og oppgave 3 vekt 1/3. For å bestå eksamen, må besvarelsen

Detaljer

Forelesning i konkurranseteori imperfekt konkurranse

Forelesning i konkurranseteori imperfekt konkurranse Forelesning i konkurranseteori imperfekt konkurranse Drago Bergholt (Drago.Bergholt@bi.no) 1. Innledning 1.1 Generell profittmaksimering Profitten til en bedrift er inntekter minus kostnader. Dette gjelder

Detaljer

Nr. 4 2010. Aktuell kommentar

Nr. 4 2010. Aktuell kommentar Nr. 4 2010 Aktuell kommentar Formuespriser, investeringer, kreditt og finansiell utsatthet Av: Magdalena D. Riiser, seniorrådgiver i Norges Bank Finansiell stabilitet *Synspunktene i denne kommentaren

Detaljer

1.A INTRODUKSJON. Norwegian Business School. BST 1612 ANVENDT MAKROØKONOMI MODUL 5 Foreleser: Drago Bergholt E-post: Drago.Bergholt@bi.

1.A INTRODUKSJON. Norwegian Business School. BST 1612 ANVENDT MAKROØKONOMI MODUL 5 Foreleser: Drago Bergholt E-post: Drago.Bergholt@bi. Norwegian Business School 1.A INTRODUKSJON BST 1612 ANVENDT MAKROØKONOMI MODUL 5 Foreleser: Drago Bergholt E-post: Drago.Bergholt@bi.no 10. november 2011 MOTIVASJON - I makroøkonomi er vi opptatt av spørsmål

Detaljer

Følg med på kursets hjemmeside: http://www.uio.no/studier/emner/sv/oekonomi/econ1210/h12/ Leseveiledninger Oppgaver Beskjeder

Følg med på kursets hjemmeside: http://www.uio.no/studier/emner/sv/oekonomi/econ1210/h12/ Leseveiledninger Oppgaver Beskjeder ECON1210 Høsten 2012 Tone Ognedal, rom 1108 tone.ognedal@econ.uio.no Følg med på kursets hjemmeside: http://www.uio.no/studier/emner/sv/oekonomi/econ1210/h12/ Leseveiledninger Oppgaver Beskjeder Gå på

Detaljer

Næringsintern handel, stordriftsfordeler og dumping

Næringsintern handel, stordriftsfordeler og dumping Næringsintern handel, stordriftsfordeler og dumping Karen Helene Ulltveit-Moe Econ 1410:Internasjonal økonomi Økonomisk institutt, UiO Oversikt Ulike typer stordriftsfordeler Ulike typer ufullkommen konkurranse

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

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

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

Profil Lavpris Supermarked Hypermarked Totalt. Coop Prix 4 4. Coop Extra 13 5. Coop Mega 7 7. Coop Obs 5 13. Rimi 24 24. Ica Supermarked 7 7

Profil Lavpris Supermarked Hypermarked Totalt. Coop Prix 4 4. Coop Extra 13 5. Coop Mega 7 7. Coop Obs 5 13. Rimi 24 24. Ica Supermarked 7 7 Vedlegg 1 - Regresjonsanalyser 1 Innledning og formål (1) Konkurransetilsynet har i forbindelse med Vedtak 2015-24, (heretter "Vedtaket") utført kvantitative analyser på data fra kundeundersøkelsen. I

Detaljer

d) Stigningen til gjennomsnittskostnadene er negativ når marginalkostnadene er større

d) Stigningen til gjennomsnittskostnadene er negativ når marginalkostnadene er større Oppgave 11: Hva kan vi si om stigningen til gjennomsnittskostnadene? a) Stigningen til gjennomsnittskostnadene er positiv når marginalkostnadene er høyere enn gjennomsnittskostnadene og motsatt. b) Stigningen

Detaljer

ECON3730, Løsningsforslag obligatorisk oppgave

ECON3730, Løsningsforslag obligatorisk oppgave ECON3730, Løsningsforslag obligatorisk oppgave Eva Kløve eva.klove@esop.uio.no 14. april 2008 Oppgave 1 Regjeringen har som mål å øke mengden omsorgsarbeid i offentlig sektor. Bruk modeller for arbeidstilbudet

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

Fakultet for samfunnsfag Institutt for økonomi og ledelse. Makroøkonomi. Bokmål. Dato: Torsdag 22. mai 2014. Tid: 4 timer / kl.

Fakultet for samfunnsfag Institutt for økonomi og ledelse. Makroøkonomi. Bokmål. Dato: Torsdag 22. mai 2014. Tid: 4 timer / kl. Fakultet for samfunnsfag Institutt for økonomi og ledelse Makroøkonomi Bokmål Dato: Torsdag 22. mai 2014 Tid: 4 timer / kl. 9-13 Antall sider (inkl. forside): 6 Antall oppgaver: 3 Kandidaten besvarer alle

Detaljer

SOS1120 Kvantitativ metode. Regresjonsanalyse. Lineær sammenheng II. Lineær sammenheng I. Forelesningsnotater 11. forelesning høsten 2005

SOS1120 Kvantitativ metode. Regresjonsanalyse. Lineær sammenheng II. Lineær sammenheng I. Forelesningsnotater 11. forelesning høsten 2005 SOS1120 Kvantitativ metode Regresjonsanalyse Forelesningsnotater 11. forelesning høsten 2005 Per Arne Tufte Lineær sammenheng I Lineær sammenheng II Ukelønn i kroner 4000 3500 3000 2500 2000 1500 1000

Detaljer

b) i) Finn sannsynligheten for at nøyaktig 2 av 120 slike firmaer går konkurs.

b) i) Finn sannsynligheten for at nøyaktig 2 av 120 slike firmaer går konkurs. Eksamen i: MET 040 Statistikk for økonomer Eksamensdag: 31 Mai 2007 Tid for eksamen: 09.00-13.00 Oppgavesettet er på 4 sider. Tillatte hjelpemidler: Alle trykte eller egenskrevne hjelpemidler og kalkulator.

Detaljer

Arbeidsmarked og likevektsledighet

Arbeidsmarked og likevektsledighet Forelesningsnotat nr 8, august 2008, Steinar Holden Arbeidsmarked og likevektsledighet Kommentarer er velkomne steinar.holden@econ.uio.no! 1 Innledning... 1 2 Likevektsledigheten... 2 Lønnskurven... 2

Detaljer

Marginalkostnaden er den deriverte av totalkostnaden: MC = dtc/dq = 700.

Marginalkostnaden er den deriverte av totalkostnaden: MC = dtc/dq = 700. Oppgaver fra økonomipensumet: Oppgave 11: En bedrift har variable kostnader gitt av VC = 700Q der Q er mengden som produseres. De faste kostnadene er på 2 500 000. Bedriften produserer 10 000 enheter pr

Detaljer

Er Norge mer oljeavhengig enn de fleste tror?

Er Norge mer oljeavhengig enn de fleste tror? Er Norge mer oljeavhengig enn de fleste tror? Hilde C. Bjørnland Leif Anders Thorsrud CAMP, Handelshøyskolen BI CME-seminar, Handelshøyskolen BI, 17. desember 213 Bjørnland og Thorsrud (CAMP) Ringvirkninger

Detaljer

Nåverdi og konsumentteori

Nåverdi og konsumentteori Nåverdi og konsumentteori Pensum: Mankiw & Taylor, kapittel 5 + notat om nåverdier Arne Rogde Gramstad Universitetet i Oslo a.r.gramstad@econ.uio.no 15. september, 2014 Arne Rogde Gramstad (UiO) Nåverdi

Detaljer

Mikroøkonomi del 2 - D5. Innledning. Definisjoner, modell og avgrensninger

Mikroøkonomi del 2 - D5. Innledning. Definisjoner, modell og avgrensninger Mikroøkonomi del 2 Innledning Et firma som selger en merkevare vil ha et annet utgangspunkt enn andre firma. I denne oppgaven vil markedstilpasningen belyses, da med fokus på kosnadsstrukturen. Resultatet

Detaljer

Arbeidsledighet og yrkesdeltakelse i utvalgte OECD-land

Arbeidsledighet og yrkesdeltakelse i utvalgte OECD-land Arbeidsledighet og yrkesdeltakelse i utvalgte OECD-land AV: JØRN HANDAL SAMMENDRAG Denne artikkelen tar for seg yrkesdeltakelse og arbeidsledighet i de europeiske OECD-landene og i 26. Vi vil også se nærmere

Detaljer

Eksamen i. MAT110 Statistikk 1

Eksamen i. MAT110 Statistikk 1 Avdeling for logistikk Eksamen i MAT110 Statistikk 1 Eksamensdag : Torsdag 28. mai 2015 Tid : 09:00 13:00 (4 timer) Faglærer/telefonnummer : Molde: Per Kristian Rekdal / 924 97 051 Kristiansund: Terje

Detaljer

Forelesning 5 i ECON 1310:

Forelesning 5 i ECON 1310: Forelesning 5 i ECON 1310: Anders Grøn Kjelsrud 19.9.2014 Oversikt Stabiliseringspolitikk i modellen og i virkeligheten Konjunktursvingninger Stabiliseringspolitikk Automatisk stabilisering: den stabiliseringseffekt

Detaljer

Handout 12. forelesning ECON 1500 - Monopol og Arbeidsmarked

Handout 12. forelesning ECON 1500 - Monopol og Arbeidsmarked Handout 2. forelesning ECON 500 - Monopol og Arbeidsmarked April 202 Monopol Pensum: SN Kap 4 fram til SECOND-DEGREE... s. 465 og unntatt: "A formal treatment of quality", (p 459). (466-47 er altså ikke

Detaljer

Aktuell kommentar. Arbeidsinnvandring og lønn. Nr. 5 2013. Politikk og analyse. Einar W. Nordbø

Aktuell kommentar. Arbeidsinnvandring og lønn. Nr. 5 2013. Politikk og analyse. Einar W. Nordbø Nr. Aktuell kommentar Politikk og analyse Arbeidsinnvandring og lønn Einar W. Nordbø *Synspunktene i denne kommentaren representerer forfatterens syn og kan ikke nødvendigvis tillegges Norges Bank 99 99

Detaljer

BNP per innbygger 1960

BNP per innbygger 1960 Forelesningsnotat nr 12, oktober 2005, Steinar Holden Økonomisk vekst Noen grove trekk:... 1 Måling av økonomisk vekst... 2 Faktorer bak økonomisk vekst... 2 Teorier for økonomisk vekst... 3 Klassisk (malthusiansk)

Detaljer

ALLE FIGURER ER PÅ SISTE SIDE!

ALLE FIGURER ER PÅ SISTE SIDE! OPPGAVER 28.10.15 ALLE FIGURER ER PÅ SISTE SIDE! Oppgave 1 Du har valget mellom å motta 50 kr nå eller 55 kr om ett år. 1) Beregn nåverdien av 55 kr om ett år for en gitt rente PV = 55/(1+r) 2) Til hvilken

Detaljer

Nasjonalbudsjettet 2007

Nasjonalbudsjettet 2007 1 Nasjonalbudsjettet 2007 - noen perspektiver på norsk økonomi CME seminar, 13. oktober 2006 1 Noen hovedpunkter og -spørsmål Utsikter til svakere vekst internasjonalt hva blir konsekvensene for Norge?

Detaljer

Faktor. Eksamen høst 2004 SØK 1002: Innføring i mikroøkonomisk analyse Besvarelse nr 1: -en eksamensavis utgitt av Pareto

Faktor. Eksamen høst 2004 SØK 1002: Innføring i mikroøkonomisk analyse Besvarelse nr 1: -en eksamensavis utgitt av Pareto Faktor -en eksamensavis utgitt av Pareto Eksamen høst 2004 SØK 1002: Innføring i mikroøkonomisk analyse Besvarelse nr 1: OBS!! Dette er en eksamensbevarelse, og ikke en fasit. Besvarelsene er uten endringer

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

Arbeidsmarked. Astrid Marie Jorde Sandsør 5.11.2012

Arbeidsmarked. Astrid Marie Jorde Sandsør 5.11.2012 Arbeidsmarked Astrid Marie Jorde Sandsør 5.11.2012 Dagens forelesning Arbeidmarkedet i Norge Arbeidstilbudet (gitt lønn) Arbeidsetterspørsel (gitt lønn) Markedet for arbeidskraft (lønnsdannelse) Lønnsforskjeller

Detaljer

Mikroøkonomi del 1. Innledning. Teori. Etterspørselkurven og grenseverdiene

Mikroøkonomi del 1. Innledning. Teori. Etterspørselkurven og grenseverdiene Mikroøkonomi del 1 Innledning Riktig pris betyr forskjellige ting for en konsument, produsent, og samfunnet som helhet. Alle har sine egne interesser. I denne oppgaven vil vi ta for oss en gitt situasjon

Detaljer

Konsumentteori. Grensenytte er økningen i nytte ved å konsumere én enhet til av et gode.

Konsumentteori. Grensenytte er økningen i nytte ved å konsumere én enhet til av et gode. Konsumentteori Nyttefunksjonen U(x 1, x 2 ) forteller oss hvordan vår nytte avhenger av konsumet av x 1 og x 2. En indifferenskurve viser godekombinasjonene som gir konsumenten samme nytte. Grensenytte

Detaljer

Introduksjonsforelesning makroøkonomi

Introduksjonsforelesning makroøkonomi Introduksjonsforelesning makroøkonomi Steinar Holden Hva er samfunnsøkonomi? studere beslutninger og valg som økonomiske aktører tar o individer, bedrifter, staten, andre forklare hvorfor økonomiske teorier

Detaljer

Mønsterbesvarelse i ECON1310 eksamen vår 2012

Mønsterbesvarelse i ECON1310 eksamen vår 2012 Mønsterbesvarelse i ECON1310 eksamen vår 2012 Lastet opp på www.oadm.no Oppgave 1 i) Industrisektoren inngår som konsum i BNP. Man regner kun med såkalte sluttleveringer til de endelige forbrukerne. Verdiskapningen

Detaljer

Seminaroppgavesett 3

Seminaroppgavesett 3 Seminaroppgavesett 3 ECON1210 Høsten 2010 A. Produsentens tilpasning 1. Forklar hva som menes med gjennomsnittsproduktivitet og marginalproduktivitet. 2. Forklar hva som menes med gjennomsnittskostnad

Detaljer

Arbeidsmarked og lønnsdannelse

Arbeidsmarked og lønnsdannelse Arbeidsmarked og lønnsdannelse Hvorfor er arbeidsmarkedet så viktig? Allokering av arbeidskraften Bestemmer i stor grad inntektsfordelingen Etterspørsel etter arbeidskraft: Bedriftens etterspørsel: Se

Detaljer

Flere står lenger i jobb

Flere står lenger i jobb AV OLE CHRISTIAN LIEN SAMMENDRAG Antall AFP-mottakere har økt kraftig siden årtusenskiftet og vi kan fortsatt forvente en betydelig økning i årene som kommer. Dette er tilsynelatende i strid med NAVs målsetning

Detaljer

Produksjon og tilbud 1. Innhold. Innledning. Forelesningsnotat 3, januar 2015

Produksjon og tilbud 1. Innhold. Innledning. Forelesningsnotat 3, januar 2015 Forelesningsnotat 3, januar 2015 Produksjon og tilbud 1 Innhold Produksjon og tilbud...1 Innledning...1 Produksjon...2 Produktfunksjonen...2 Grensekostnaden...8 Bedriftenes prissetting...9 Prissetting

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

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

Ricardos modell (1817)

Ricardos modell (1817) Ricardos modell (1817) Karen Helene Ulltveit-Moe Econ 1410:Internasjonal økonomi Økonomisk institutt, UiO Ricardo med èn faktor: Modellskisse To land: Hjemland og Utland Kun to varer produseres og konsumeres:

Detaljer

Hvorfor har vi lønnsforskjeller? Er lønnsforskjellene rettferdige? Er det lønnsforskjeller mellom kvinner og menn på grunn av diskriminering?

Hvorfor har vi lønnsforskjeller? Er lønnsforskjellene rettferdige? Er det lønnsforskjeller mellom kvinner og menn på grunn av diskriminering? Arbeidsmarked og lønnsdannelse Hvorfor er lønnsdannelsen så viktig? Allokering av arbeidskraft mellom bedriftene Inntektsfordeling Lønnsforskjeller: Hvorfor har vi lønnsforskjeller? Er lønnsforskjellene

Detaljer

PRODUKTSAMMENBINDING - Oligopol

PRODUKTSAMMENBINDING - Oligopol Kilde: Hjemmeside til Lars Sørgard (1997), Konkurransestrategi, Fagbokforlaget PRODUKTSAMMENBINDING - Oligopol Whinston, Michael D., Tying, Foreclosure and Exclusion, American Economic Review, 80 (1990),

Detaljer

Eksamensoppgave i SØK2900 Empirisk metode

Eksamensoppgave i SØK2900 Empirisk metode Institutt for samfunnsøkonomi Eksamensoppgave i SØK2900 Empirisk metode Faglig kontakt under eksamen: Bjarne Strøm Tlf.: 73 59 19 33 Eksamensdato: 4. juni 2014 Eksamenstid: 4 timer Sensurdato: 26. juni

Detaljer

6.2 Signifikanstester

6.2 Signifikanstester 6.2 Signifikanstester Konfidensintervaller er nyttige når vi ønsker å estimere en populasjonsparameter Signifikanstester er nyttige dersom vi ønsker å teste en hypotese om en parameter i en populasjon

Detaljer

Nåverdi og konsumentteori

Nåverdi og konsumentteori Nåverdi og konsumentteori Pensum: Mankiw & Taylor, kapittel 5 + notat om nåverdier Arne Rogde Gramstad Universitetet i Oslo a.r.gramstad@econ.uio.no 21. og 28. oktober, 2015 Arne Rogde Gramstad (UiO) Nåverdi

Detaljer

Markedssvikt. Fra forrige kapittel: Pareto Effektiv allokering. Hva skjer når disse ideelle forholdene ikke oppfylt?

Markedssvikt. Fra forrige kapittel: Pareto Effektiv allokering. Hva skjer når disse ideelle forholdene ikke oppfylt? Markedssvikt J. S kapittel 4 Fra forrige kapittel: Under ideelle forhold gir frikonkurranse en Pareto Effektiv allokering. I dette kapittelet: Hva skjer når disse ideelle forholdene ikke oppfylt? 1 2 Hva

Detaljer

Sammenhenger mellom bredden i aksjeeierskapet og aksjeavkastning?

Sammenhenger mellom bredden i aksjeeierskapet og aksjeavkastning? Sammenhenger mellom bredden i aksjeeierskapet og aksjeavkastning? Richard Priestley og Bernt Arne Ødegaard Handelshøyskolen BI April 2005 Oversikt over foredraget Empiriske spørsmål vi vil se på. Teoretisk

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

Innholdsfortegnelse. Oppvarming og ledning inn... 17. Del 1. Oppvarming... 18. Kapittel 0

Innholdsfortegnelse. Oppvarming og ledning inn... 17. Del 1. Oppvarming... 18. Kapittel 0 0000 Mikroøkonomi Book.fm Page 7 Tuesday, November 19, 2002 10:18 AM 7 Del 1 Oppvarming og ledning inn......................... 17 Kapittel 0 Oppvarming................................................

Detaljer

Innholdsfortegnelse. Oppvarming... 19. Kapittel 0

Innholdsfortegnelse. Oppvarming... 19. Kapittel 0 0000 Makroøkonomi Book.fm Page 11 Tuesday, December 9, 2003 11:44 AM 11 Innholdsfortegnelse Kapittel 0 Oppvarming................................................... 19 0.1 Hvorfor?...................................................

Detaljer

AKTUELL KOMMENTAR. En dekomponering av Nibor NR. 3 2015 KRISTIAN TAFJORD MARKEDSOPERASJONER OG ANALYSE

AKTUELL KOMMENTAR. En dekomponering av Nibor NR. 3 2015 KRISTIAN TAFJORD MARKEDSOPERASJONER OG ANALYSE En dekomponering av Nibor NR. 3 2015 KRISTIAN TAFJORD MARKEDSOPERASJONER OG ANALYSE Synspunktene i denne kommentaren representerer forfatternes syn og kan ikke nødvendigvis tillegges Norges Bank I denne

Detaljer

Appendiks 5 Forutsetninger for lineær regresjonsanalyse

Appendiks 5 Forutsetninger for lineær regresjonsanalyse Appendiks 5 Forutsetninger for lineær regresjonsanalyse Det er flere krav til årsaksslutninger i regresjonsanalyse. En naturlig forutsetning er tidsrekkefølge og i andre rekke spiller variabeltype inn.

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

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

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

For å svare på disse spørsmålene må vi undersøke hva som skjer i et marked når vi legger på en skatt (avgift) eller utbetaler en subsidie?

For å svare på disse spørsmålene må vi undersøke hva som skjer i et marked når vi legger på en skatt (avgift) eller utbetaler en subsidie? «Prisoverveltning», «Skatteoverveltning» («ta incidence») Hvor mye øker prisen på brus dersom myndighetene legger på en avgift på 5 kroner per liter? Og hvor mye reduseres forbruket? Hvor mye mer vil de

Detaljer

Finanspolitikken, om konjunktursvingninger og makroøkonomisk styring

Finanspolitikken, om konjunktursvingninger og makroøkonomisk styring Finanspolitikken, om konjunktursvingninger og makroøkonomisk styring Hilde C. Bjørnland Universitetet i Oslo Kurs i Samfunnsøkonomenes forening for lærere i samfunnsøkonomi ved videregående skoler, 20

Detaljer

ECON1210 Forbruker, bedrift og marked Forelesning 2

ECON1210 Forbruker, bedrift og marked Forelesning 2 ECON1210 Forbruker, bedrift og marked Forelesning 2 Diderik Lund Økonomisk institutt Universitetet i Oslo 2. september 2011 Diderik Lund, Økonomisk inst., UiO () ECON1210 Forelesning 2 2. september 2011

Detaljer

Litt om kommunenes betydning for sysselsettingen

Litt om kommunenes betydning for sysselsettingen LANDSORGANISASJONEN I NORGE SAMFUNNSPOLITISK AVDELING Samfunnsnotat nr 9/15 Litt om kommunenes betydning for sysselsettingen 1. Omsorg og oppvekst dominerer 2. Pleie og omsorg er viktig vekstområde 3.

Detaljer

Faktorer på Oslo Børs

Faktorer på Oslo Børs Faktorer på Oslo Børs Bernt Arne Ødegaard Professor, Universitetet i Stavanger Presentasjon hos folketrygdfondet, Januar 2010 Oversikt Oppsummere studien Hvilke faktorer driver kursutviklingen på Oslo

Detaljer

Konjunkturutsiktene i lys av NB 2008

Konjunkturutsiktene i lys av NB 2008 1 CME i SSB 30.oktober 2007 Torbjørn Eika og Ådne Cappelen Konjunkturutsiktene i lys av NB 2008 September KT: Og vi suser avgårde, alle mann Har NB 2008 endret vår oppfatning? 2 Makroøkonomiske anslag

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

Faktor - En eksamensavis utgitt av Pareto

Faktor - En eksamensavis utgitt av Pareto aktor - En eksamensavis utgitt av Pareto SØK 2001 Offentlig økonomi og økonomisk politikk Eksamensbesvarelse Høst 2003 Dette dokumentet er en eksamensbesvarelse, og kan inneholde feil og mangler. Det er

Detaljer

Penger og inflasjon. 1. time av forelesning på ECON 1310. 18. mars 2015

Penger og inflasjon. 1. time av forelesning på ECON 1310. 18. mars 2015 Penger og inflasjon 1. time av forelesning på ECON 1310 18. mars 2015 1 Penger og finansielle aktiva To typer eiendeler: Realobjekter (bygninger, tomter, maskiner, osv) Finansobjekter (finansielle aktiva):

Detaljer

LAVE RENTER I LANG, LANG TID FREMOVER

LAVE RENTER I LANG, LANG TID FREMOVER Eiendomsverdis bank og finansdag 2014 Hotell Bristol, 30. oktober 2014 LAVE RENTER I LANG, LANG TID FREMOVER arne jon isachsen 2 1. Lang, lang tid 2. Lange renter har sunket over alt 3. Vil ikke ha finansielle

Detaljer

Håpløse spådommer, bølgeteori og falske sykler

Håpløse spådommer, bølgeteori og falske sykler Håpløse spådommer, bølgeteori og falske sykler av Hilde Christiane Bjørnland 1 Publiseres i Sosialøkonomen nr. 6, 1998, 18-27. Konjunkturanalyser har i dag en sentral plass i så vell økonomers som politikeres

Detaljer

Andre sett med obligatoriske oppgaver i STK1110 høsten 2010

Andre sett med obligatoriske oppgaver i STK1110 høsten 2010 Andre sett med obligatoriske oppgaver i STK1110 høsten 2010 Dette er det andre settet med obligatoriske oppgaver i STK1110 høsten 2010. Oppgavesettet består av fire oppgaver. Det er valgfritt om du vil

Detaljer

MONOPOLISTISK KONKURRANSE, OLIGOPOL OG SPILLTEORI

MONOPOLISTISK KONKURRANSE, OLIGOPOL OG SPILLTEORI MONOPOLISTISK KONKURRANSE, OLIGOPOL OG SPILLTEORI Astrid Marie Jorde Sandsør Torsdag 20.09.2012 Dagens forelesning Monopolistisk konkurranse Hva er det? Hvordan skiller det seg fra monopol? Hvordan skiller

Detaljer

I marked opererer mange forskjellige virksomheter.

I marked opererer mange forskjellige virksomheter. ECON 1210 Forbruker, bedrift og marked Forelesningsnotater 28.08.07 Nils-Henrik von der Fehr DRIFT OG LØNNSOMHET Innledning I marked opererer mange forskjellige virksomheter. Fellestrekk oppsummeres i

Detaljer

Forelesning 5: Nåverdi og konsumentteori

Forelesning 5: Nåverdi og konsumentteori Forelesning 5: Nåverdi og konsumentteori Elisabeth T. Isaksen Universitetet i Oslo Kurs: ECON1210 Pensum: M&T, kap 5 + notat om nåverdier Dato: 23. feb 2015 Elisabeth T. Isaksen (UiO) Nåverdi og konsumentteori

Detaljer

QED 1 7. Matematikk for grunnskolelærerutdanningen. Bind 2. Fasit kapittel 4 Statistikk og kvantitativ metode

QED 1 7. Matematikk for grunnskolelærerutdanningen. Bind 2. Fasit kapittel 4 Statistikk og kvantitativ metode QED 1 7 Matematikk for grunnskolelærerutdanningen Bind 2 Fasit kapittel 4 Statistikk og kvantitativ metode Kapittel 4 Oppgave 1 La være antall øyne på terningen. a) Vi får følgende sannsynlighetsfordeling

Detaljer

Makroøkonomi. Har vi kontroll med utviklingen?

Makroøkonomi. Har vi kontroll med utviklingen? Makroøkonomi. Har vi kontroll med utviklingen? Boken har en anvendt tilnærming til makroøkonomisk teori i et lettfattelig språk der bruken av matematikk holdes på et moderat nivå, blant annet ved hjelp

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

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

Hvordan påvirker adferden til de ulike aktørene prisene i finansmarkedene?

Hvordan påvirker adferden til de ulike aktørene prisene i finansmarkedene? Hvordan påvirker adferden til de ulike aktørene prisene i finansmarkedene? Finansmarkedsfondet ga i 2004 støtte til et prosjekt som skulle gi i ny innsikt i hvordan adferden til aktørene i finansmarkedene

Detaljer