CAMBIO ESTRUCTURAL Y CRECIMIENTO ECONÓMICO. DIFERENCIAS ENTRE ANDALUCIA Y ESPAÑA.

Tamaño: px
Comenzar la demostración a partir de la página:

Download "CAMBIO ESTRUCTURAL Y CRECIMIENTO ECONÓMICO. DIFERENCIAS ENTRE ANDALUCIA Y ESPAÑA."

Transcripción

1 CAMBIO ESTRUCTURAL Y CRECIMIETO ECOÓMICO. DIFERECIAS ETRE ADALUCIA Y ESPAÑA. Julio HERRERA REVUELTA. Jesús SATAMARÍA FIDALGO. Universidad de. Valladolid.-ITRODUCCIO La existencia de diferencias estructurales entre diferentes economías tanto en países como en regiones da como resultado que éstas tengan diferentes tasas de crecimiento tendencial o del estado estacionario. Esas diferentes tasas de crecimiento tendencial dan como resultado que, aquellas economías que presenten tasas más altas, obtengan producciones per cápita más elevadas en menos años, y por lo tanto, tarden menos en lograr tasas altas de bienestar económico en términos de renta. Tradicionalmente se considera, siguiendo el modelo neoclásico de crecimiento que las economías menos desarrolladas deben crecer a tasas más altas que las más desarrolladas debido a la existencia de rendimientos marginales decrecientes, principalmente del capital, y en el final del periodo de convergencia deben conducir a tasas de crecimiento del estado estacionario comunes. Si existen estructuras productivas diferentes, existirán tasas de crecimiento tendenciales diferentes. En ese caso, cada economía convergerá a sus propias tasas de crecimiento tendencial, y las diferencias serán permanentes en el tiempo, salvo que se adopten medidas estructurales que cambien dichas tasas tendenciales. uestro objetivo en este trabajo consiste en determinar las tasas de crecimiento tendencial o de largo plazo, en este caso las de Andalucía para el PIB y el PIB per cápita, y compararlas con la de la economía española en su conjunto. Para hallar las tasas de crecimiento del estado estacionario se han utilizado los test de raíces unitarias en las series de tiempo. Se trata de contrastar si las series de producción real y producción real per cápita presentan o no una raíz unitaria. Si se puede rechazar la existencia de raíces unitarias en las series, entonces éstas son estacionarias en la tendencia y se podría calcular la tasa de crecimiento de dicha tendencia que sería aproximadamente la tasa de crecimiento del estado estacionario. En cambio, si no se puede rechazar la raíz unitaria entonces la serie no sería estacionaria y la tasa de crecimiento tendencial podría ser cualquiera. Recientemente, Perron(989), Zivot y Andrews(992), Voselang(994), y Ben David y Pappell(994,995` ) han desarrollado test para contrastar si una serie de variables presentan una raíz unitaria o son estacionarias con cambio de medias y tendencias. osotros vamos a aplicar dicha metodología en este trabajo. El trabajo que presentamos, se estructura como sigue. En el siguiente apartado discutimos y aplicamos la metodología de los test de raíces unitaria con ruptura de tendencia. En el siguiente, si observamos que la 9

2 series son estacionarias calculamos las tasas de crecimiento del estado estacionario y sus implicaciones. Por último presentamos las conclusiones. Para ello hemos utilizado las series de VAB del Banco de Bilbao, que presentan una serie homogénea por provincias y regiones para un periodo bastante largo de tiempo. Puesto que dichas series presentan periodicidad bianual, se han interpolado las series para obtener periodicidad anual. Los años considerados en el estudio van de 955 a 993 para el caso de la producción real y de 955 a 99 para el caso de la producción real per cápita. Se ha utilizado la serie del IPC para deflactar los valores de la producción. 2.-TEST DE RAICES UITARIAS Y RUPTURA DE TEDECIA 2..- TEST DE RAICES UITARIAS La metodología consiste en utilizar los test de Dickey- Fuller ampliados (ADF a partir de ahora) sobre las series de tiempo de producción real y producción real per cápita para los periodos considerados. Los test de raíces unitarias consisten en realizar la regresión : \ = µ + β + α\ + F \ + ε M M () Se contrasta el estadístico t α y se rechaza la hipótesis nula de raíz unitaria si dicho estadístico es significativamente distinto de cero. Puesto que en este tipo de test la distribución del estadístico no es una distribución estándar, los valores críticos se obtienen a través del trabajo de MacKinnon y los proporciona el programa TSP para cada número de observaciones. El número de retardos k se elige siguiendo el criterio de Perron, el último retardo para el cual su estadístico t aparece como significativo. Los resultados se presentan en el cuadro, en el cual la hipótesis de raíz unitaria no puede rechazarse a los niveles de significación estándar ni para Andalucía ni para España. Una razón que podría explicar este hecho es que durante el período de estudio haya ocurrido algún cambio estructural que provoque desviaciones a favor de la hipótesis de la existencia de raíz unitaria. Los test secuenciales de ruptura de tendencia desarrollados por Zivot y Andrews(992), consisten en estimar la siguiente regresión : \ = µ + θ'8 + β + γ'7 + α\ + F \ + ε M M (2) El período para el cual ocurre la ruptura de tendencia lo denominamos T B. Las variables dummy de ruptura las definimos de la siguiente forma : DU t = si t> T B, 0 para los demás ; DT t = t si t>t B, 0 para los demás. La ecuación se estima secuencialmente para los valores de T B = 2,...,T-, donde T es el número de observaciones, tras aplicar los retardos de diferenciar las variables. El periodo de ruptura se elige para el cual el valor del estadístico de DF( el valor del estadístico t de α) se maximiza. La hipótesis nula es que la variable presenta una raíz unitaria, frente a la alternativa de que es estacionaria con ruptura de tendencia. Para cada valor T B el número de retardos k se selecciona por el criterio explicado anteriormente. Los valores críticos del estadístico se toman de Ben-David y Pappell(994). Elegimos el modelo denominado C de Zivot y Andrews(992), puesto que para la mayoría de los periodos y todas las variables ambas dummies resultan significativas. La dummy de ruptura de tendencia (DT) siempre resultó significativa. 20

3 Los resultados de dicho test, los presentamos en el cuadro 2, donde puede observarse que para ambas variables, tanto para España como para Andalucía puede rechazarse la hipótesis de raíz unitaria con el 90% de significación TEST DE RUPTURA DE TEDECIA Una vez obtenida la estacionaridad de las series, pasamos ahora a desarrollar los test de determinación de la ruptura de tendencia. Los test aparecen en Ben-David y Pappell(995), y consisten en estimar la siguiente regresión : \ = µ + θ'8 + β + γ'7 + α\ + F \ + ε M M (3) donde las variables tienen el mismo significado que en la ecuación (2). La ecuación se estima para cada año de ruptura y el estadístico utilizado es el denominado supf t (o sup ald) cuyo valor es el máximo de todas las rupturas de tendencia cuando se contrasta la hipótesis conjunta de θ = γ =0. La hipótesis nula de no existencia de cambio estructural se rechaza cuando el estadístico es mayor que el valor crítico. El número de retardos k se elige por los mismos criterios expuestos anteriormente. Los resultados se presentan en el cuadro 3, en el que aparecen el número de retardos, así como el valor máximo del estadístico en el año en que se produce. Los periodos de ruptura parecen coincidir con los datos descriptivos, dicha ruptura se produce antes en la economía española que en Andalucía, tanto para la producción real como en la per cápita ; aunque dicha diferencia es mayor en el caso de la producción real, debido posiblemente a que los movimientos de población entre Andalucía y el resto de España se redujeron considerablemente en la época de los setenta respecto a los períodos anteriores influyendo en la caída de la producción per cápita. 3.- TASAS DE CRECIMIETO DEL ESTADO ESTACIOARIO En este apartado trataremos de centrarnos en las consecuencias que la ruptura de tendencia presenta sobre el crecimiento económico. Como exponíamos en la introducción este tema es importante desde el punto de vista tanto de la teoría como de la política macroeconómica. Por una parte, la obtención de las tasas de crecimiento del estado estacionario puede proporcionar un contraste empírico sobre la validez del modelo neoclásico simple de que todas las economías convergen en el largo plazo a una única tasa de crecimiento estacionario. Por otra parte, la existencia de una ruptura de tendencia parece indicar que existen cambios estructurales permanentes en las economías que cambian el valor de dicha tasa de crecimiento, por lo da cierta validez a la intervención del gobierno en la economía, en contra de lo predicho por la teoría neoclásica convencional. Para calcular las tasas de crecimiento del estado estacionario, supongamos que k=, y que suprimimos las variables "dummy" de cambio de tendencia y media, así como el término del error. En este caso, la ecuación (3) es una ecuación de la forma : \ = µ + β + F\ (4) con y t que sigue la siguiente senda temporal F F \ $F F F = β ( ) µ + β ( ) 2 ( ) Aún así tenemos que tener en cuenta que el período máximo que consideramos son 38 años, lo cual se sitúa en el límite de lo considerado admisible si como se sabe el poder de explicación de los test de raíces unitarias aumenta con el número de años más que 2

4 donde β F ( F) µ $ = \ + 0 ( F) 2 La tasa de crecimiento anual ; y t es : \ β = ( F$F ) F Si 0<c<, la tasa de crecimiento converge asintóticamente al valor constante : OLP β \ =. F Si reescribimos la ecuación (4) incluyendo las "dummies" de la tendencia y la constante, y t = µ + θ DU t + β t + γ DT t + c y t- la tasa de crecimiento de largo plazo, es entonces : β + γ \ = F durante el periodo durante el cual la variable "dummy" es significativa. En el caso general con k>0, escribiendo la ecuación (3), las tasas de crecimiento tendencial son : β \ = F M, o β + γ \ = F M M = cuando se incluye la variable "dummy" de la tendencia. Las tasas de crecimiento de largo plazo se estimaron a partir de los valores estimados para la tendencia y las ces retardadas. Para el periodo posterior a la ruptura se incorpora el valor estimado del parámetro de la "dummy" de ruptura de tendencia. Los resultados que presentamos en el cuadro 4, indican que ha habido una caída sustancial de las tasas de crecimiento tanto de la producción real como de la producción per cápita tanto para España como para Andalucía. En el caso de España se ha pasado de una tasa de crecimiento tendencial del 5,70% al 3,20%, y en Andalucía del 5,6% al 2,65% en la producción real, es decir ambas tasas de crecimiento se han reducido a la mitad en ambos casos. En el caso de la producción per cápita se ha pasado del 5,25% al 2,05% en el caso de España, y del 5,84% al,03% en el caso de Andalucía. A la luz de estos datos, resaltamos por una parte, que las tasas de crecimiento tendencial o de largo plazo no son las mismas entre las regiones, algo que ya se había obtenido por otros investigadores utilizando con el número de observaciones. 22

5 otros procedimientos de estimación. En segundo lugar, se observa que durante las décadas de los cincuenta y sesenta la producción per cápita en Andalucía tenía una tasa de crecimiento tendencial mayor que la nacional debida a los movimientos de población que se producían entre Andalucía y el resto de España puesto que la tasa de crecimiento tendencial de la producción real siempre se ha situado por debajo de la media nacional. Esa menor tasa de crecimiento de la producción real, hace que las distancias relativas entre Andalucía y la media nacional se vayan incrementando a lo largo del tiempo y como reflejo de ese proceso, en cuanto se han reducido los movimientos de la población, la tasa de crecimiento de la producción per cápita de Andalucía ha pasado a ser la mitad de la de España. COCLUSIOES Los resultados obtenidos en este trabajo producen importantes consecuencias desde el punto de vista de la distribución de la renta, ya que estos resultados lejos de predecir que la producción per cápita de Andalucía va a converger a la media nacional, predicen que si como es normal, cada economía converge a su propia tasa de crecimiento tendencial, dichas tasas indicarían que en el futuro la diferencia de producciones per cápita entre España y Andalucía divergirán en el futuro, haciéndose más grande las diferencias que las separan. Este hecho es un reflejo de las diferentes estructuras productivas entre ambas economías, por lo tanto deberán tomarse medidas de política económica que afecten dicha estructura productiva y la corrijan en el futuro distintas de las tomadas. 23

6 AEXO CUADRO.- Test de Raíces Unitarias Producción Real Producción per Cápita T-stadis. k T-satadis k Andalucía -,86-2,92 6 España -,50-2,94 7 Valores críticos % -4,44 5% -3,64 0% -3,59 CUADRO 2.- Test ADF con ruptura de tendencia Producción real Producción per cápita ADF K AÑO ADF K AÑO Andalucía -6, , España -5, ,9 97 Valores críticos % -5,57 2,5% -5,30 5 % -5,08 0% -4,82 Fuente : Zivot y Andrews(992) CUADRO 3.- Test de ruptura de tendencia Producción real Producción per cápita SupF K AÑO SupF K AÑO Andalucía 37, , España 9, , Valores críticos % 9,90 2,5% 7,26 5 % 5,44 0% 3,62 Fuente : Ben-David y Pappell(995) 24

7 CUADRO 4.- Tasas de crecimiento tendencial PIB PIB PER CAPITA Andalucía España Andalucía España Antes ruptura 5,6% 5,70% 5,84% 5,25% después ruptura 2,65% 3,20%,03% 2,05% BIBLIOGRAFIA O.Bajo y S.Sosvilla-Rivero. El crecimiento económico en España, : Algunas regularidades empíricas. FEDEA, Documento de Trabajo 95-26, 995. E.Denison. Sources of Economics Growth in the US and the Alternativs Before US. Committe for Economic Delopment, Y, 962. E.Denison. Trends in American economic Growth, The Brooking Institution, ashington, 985. J.J.Dolado, J.M. González-Páramo y J.M.Roldán. Convergencia económica entre las provincias españolas :Evidencia empírica( ). Banco de España. Documento de Trabajo S.Ficher. The Role of Macroeconomic Factors in Growth. Journal of Monetary Economics. nº 32, pp , 993. Z.Griliches. Productivity Puzzels and R&D: Another Explanation. Journal of Economics Perpectives, otoño, 988. Z. Jiménez. Los factores claves del crecimiento en Castilla y León. Anuario de Castilla y León, Ámbito, pp , 995. A.Madison. Phases of Capitalist Development. Oxford University Press, Y, 982. G.Mankiw, D.Romer y D.eil. A Contributionto the Empirics of Economic Growth, Quartely Journal of Economics, nº 07, 992, pp R.Myro. Lineas de orientación para una política de desarrollo regional. Revista Asturiana de Economía, nº, 994, pp D. Ben David y D. H. Pappell. The great wars, the great crash, and the unit root hypothesis :Some new evidence about and old stylized fact. BER orking Paper º Mayo 994. D. Ben David y D. H. Pappell. The great wars, the great crash, and the unit root hypothesis :Some new evidence about and old stylized fact. Journal of Monetary Economics., 36, págs Perron. The great crash,the oil price shock,and the unit root hypothesis. Econométrica 57, págs P.Romer. Increasing returns and long-run growht, Journal of Political Economy nº94, 986, pp J.Sachs y F.Larrain. Macroeconomics in the Global Economy. Prentice Hall, 993. R.Solow. Technical Change and the Aggregate Production Function, Review of Economics and Statitistics, agosto, 957. E. Zivot y D. Andrews. Further evidence on the great crash, the oil price shock, and the unit root hypothesis. Journal of Bussiness and Economics Statistics, 0, págs

LA TASA DE INTERÉS REAL EN MÉXICO: UN ANÁLISIS DE RAÍCES UNITARIAS CON CAMBIO ESTRUCTURAL

LA TASA DE INTERÉS REAL EN MÉXICO: UN ANÁLISIS DE RAÍCES UNITARIAS CON CAMBIO ESTRUCTURAL LUIS MIGUEL G. Y HORACIO C., LA TASA DE INTERÉS REAL EN MÉXICO: UN ANÁLISIS DE RAÍCES UNITARIAS CON..., PP. LA TASA DE INTERÉS REAL EN MÉXICO: UN ANÁLISIS DE RAÍCES UNITARIAS CON CAMBIO ESTRUCTURAL LUIS

Más detalles

GUIÓN TEMA 4. VARIABLES BINARIAS 4.1. Variables binarias

GUIÓN TEMA 4. VARIABLES BINARIAS 4.1. Variables binarias ECONOMETRIA I. Departamento de Fundamentos del Análisis Económico Universidad de Alicante. Curso 2011/12 GUIÓN TEMA 4. VARIABLES BINARIAS 4.1. Variables binarias Bibliografía apartados : Greene, 8.2 A.F.Gallastegui:

Más detalles

TEMA 4: Variables binarias

TEMA 4: Variables binarias TEMA 4: Variables binarias Econometría I M. Angeles Carnero Departamento de Fundamentos del Análisis Económico Curso 2011-12 Econometría I (UA) Tema 4: Variables binarias Curso 2011-12 1 / 51 Variables

Más detalles

Capítulo 8. Tipos de interés reales. 8.1. Introducción

Capítulo 8. Tipos de interés reales. 8.1. Introducción Capítulo 8 Tipos de interés reales 8.1. Introducción A lo largo de los capítulos 5 y 7 se ha analizado el tipo de interés en términos nominales para distintos vencimientos, aunque se ha desarrollado más

Más detalles

Grado en Finanzas y Contabilidad

Grado en Finanzas y Contabilidad Econometría Grado en Finanzas y Contabilidad Apuntes basados en el libro Introduction to Econometrics: A modern Approach de Wooldridge 5.2 Estimadores de Variables Instrumentales La endogeneidad aparece

Más detalles

Métodos y Modelos Cuantitativos para la toma de Decisiones

Métodos y Modelos Cuantitativos para la toma de Decisiones Métodos y Modelos Cuantitativos para la toma de Decisiones David Giuliodori Universidad Empresarial Siglo 21 David Giuliodori (UE-Siglo 21) MMC 1 / 98 Índice: 1 Conceptos Generales 2 Enfoque Clásico Tendencia

Más detalles

La demanda de plazas en la licenciatura de Medicina en España

La demanda de plazas en la licenciatura de Medicina en España La demanda de plazas en la licenciatura de Medicina en España Estudio econométrico por Comunidades Autónomas de la demanda de plazas en las facultades de Medicina españolas para el curso 2006/2007 Asignatura:

Más detalles

IMPACTO DE LA INFLACIÓN SOBRE EL CRECIMIENTO ECONÓMICO: EL CASO PERUANO 1951-2002 1

IMPACTO DE LA INFLACIÓN SOBRE EL CRECIMIENTO ECONÓMICO: EL CASO PERUANO 1951-2002 1 IMPACTO DE LA INFLACIÓN SOBRE EL CRECIMIENTO ECONÓMICO: EL CASO PERUANO 1951-2002 1 DAVID TENORIO MANAYAY 2 RESUMEN EL OBJETIVO DE ESTE ARTÍCULO ES OBTENER EVIDENCIA EMPÍRICA SOBRE LOS EFECTOS DE LA INFLACIÓN

Más detalles

DESEQUILIBRIOS DE CUENTA CORRIENTE, AHORRO Y TIPO DE CAMBIO REAL EN UNA ECONOMÍA EN CRECIMIENTO

DESEQUILIBRIOS DE CUENTA CORRIENTE, AHORRO Y TIPO DE CAMBIO REAL EN UNA ECONOMÍA EN CRECIMIENTO Carmen Marín Martínez * DESEQUILIBRIOS DE CUENTA CORRIENTE, AHORRO Y TIPO DE CAMBIO REAL EN UNA ECONOMÍA EN CRECIMIENTO Dada la observación empírica que relaciona apreciaciones reales de las monedas con

Más detalles

ESTUDIOS SOBRE LA ECONOMIA ESPAÑOLA

ESTUDIOS SOBRE LA ECONOMIA ESPAÑOLA ESTUDIOS SOBRE LA ECONOMIA ESPAÑOLA Discontinuidades en el crecimiento económico en el periodo 1870-1994: España en perspectiva comparada Jordi Pons Novell Daniel A. Tirado Fabregat EEE 98 Abril, 001 http://www.fedea.es/hojas/publicado.html

Más detalles

V. Un Modelo Simple de Crecimiento Neoclásico de Equilibrio General

V. Un Modelo Simple de Crecimiento Neoclásico de Equilibrio General Analistas Económicos de Andalucía V. Un Modelo Simple de Crecimiento Neoclásico de Equilibrio General Los ejercicios de contabilidad del crecimiento realizados en los epígrafes anteriores resultan muy

Más detalles

El impulso. y el PBI. en el Perú: 1992 2009. crediticio

El impulso. y el PBI. en el Perú: 1992 2009. crediticio análisis El impulso crediticio y el PBI en el Perú: 1992 2009 Erick Lahura* y Hugo Vega* *Especialistas en Investigación Económica del BCRP. erick.lahura@bcrp.gob.pe hugo.vega@bcrp.gob.pe La literatura

Más detalles

PROBABILIDAD DE APROBAR MÉTODOS CUANTITATIVOS PARA LA ECONOMÍA I EN EL MARCO DE UN MODELO PROBIT

PROBABILIDAD DE APROBAR MÉTODOS CUANTITATIVOS PARA LA ECONOMÍA I EN EL MARCO DE UN MODELO PROBIT PROBABILIDAD DE APROBAR MÉTODOS CUANTITATIVOS PARA LA ECONOMÍA I EN EL MARCO DE UN MODELO PROBIT Ángel Solano García Mª Isabel González Martínez Universidad de Murcia ABSTRACT Es bien sabido por el futuro

Más detalles

Un modelo cuasi-solow y el caso de la tasa de ahorro endógena A Solownian Model and the Case of the Endogenous Savings Rate

Un modelo cuasi-solow y el caso de la tasa de ahorro endógena A Solownian Model and the Case of the Endogenous Savings Rate Revista Desarrollo y Sociedad 68 II semestre 20 57 Un modelo cuasi-solow y el caso de la tasa de ahorro endógena A Solownian Model and the Case of the Endogenous Savings Rate Carlos Esteban Posada P.*

Más detalles

Angel L. Ruiz. Estimación de una función producción Cobb-Douglas para la Economía de Puerto Rico. Angel L. Ruiz Notas de Clase Número 4 octubre 1982

Angel L. Ruiz. Estimación de una función producción Cobb-Douglas para la Economía de Puerto Rico. Angel L. Ruiz Notas de Clase Número 4 octubre 1982 Estimación de una función producción Cobb-Douglas para la Economía de Puerto Rico Angel L. Ruiz Notas de Clase Número 4 octubre 1982 Estimación de una función producción Cobb-Douglas para la Economía de

Más detalles

ECONOMETRÍA II: ECONOMETRÍA DE SERIES TEMPORALES. Modelación con ARMA

ECONOMETRÍA II: ECONOMETRÍA DE SERIES TEMPORALES. Modelación con ARMA ECONOMETRÍA II: ECONOMETRÍA DE SERIES TEMPORALES Modelación con ARMA Método Box-Jenkins: Un libro que ha tenido una gran influencia es el de Box y Jenkins (1976): Time Series Analysis: Forecasting and

Más detalles

El precio de la tierra de uso agropecuario

El precio de la tierra de uso agropecuario El precio de la tierra de uso agropecuario Ec. Mayid Sáder Neffa 1 El artículo presenta información sobre la evolución del precio de la tierra e indaga sobre el origen de la tendencia alcista verificada

Más detalles

Dependencia no lineal del Índice de Precios y Cotizaciones de la Bolsa Mexicana de Valores

Dependencia no lineal del Índice de Precios y Cotizaciones de la Bolsa Mexicana de Valores Dependencia no lineal del Índice de Precios y Cotizaciones de la... Dependencia no lineal del Índice de Precios y Cotizaciones de la Bolsa Mexicana de Valores Semei L. Coronado Ramírez* Francisco Venegas-Martínez**

Más detalles

El tipo de interés o cial del BCE y la Regla de Taylor

El tipo de interés o cial del BCE y la Regla de Taylor El tipo de interés o cial del BCE y la Regla de Taylor José Luis Torres Chacón (Universidad de Málaga) Documento de Análisis /008 Analistas Económicos de Andalucía Resumen: La regla de Taylor constituye

Más detalles

Tests de hipótesis estadísticas

Tests de hipótesis estadísticas Tests de hipótesis estadísticas Test de hipótesis sobre la media de una población. Introducción con un ejemplo. Los tests de hipótesis estadísticas se emplean para muchos problemas, en particular para

Más detalles

Tema 1: Introducción. Universidad Complutense de Madrid 2013

Tema 1: Introducción. Universidad Complutense de Madrid 2013 Tema 1: Introducción Universidad Complutense de Madrid 2013 1.Naturaleza y objetivos de la Econometría Medida de la Economía (significado literal de la palabra) Objetivo: Medir, desde un punto de vista

Más detalles

Capítulo 17 Análisis de correlación lineal: Los procedimientos Correlaciones bivariadas y Correlaciones parciales

Capítulo 17 Análisis de correlación lineal: Los procedimientos Correlaciones bivariadas y Correlaciones parciales Capítulo 17 Análisis de correlación lineal: Los procedimientos Correlaciones bivariadas y Correlaciones parciales Cuando se analizan datos, el interés del analista suele centrarse en dos grandes objetivos:

Más detalles

ABSTRAC RESUMEN INTRODUCCIÓN

ABSTRAC RESUMEN INTRODUCCIÓN 21 Francisco Javier Benita Maldonado 1 2 Investigación y Ciencia de la Universidad Autónoma de Aguascalientes RESUMEN Recientemente han sido encontrados, en el ám bito de las ciencias sociales, una gran

Más detalles

COSTES LABORALES UNITARIOS

COSTES LABORALES UNITARIOS COSTES LABORALES UNITARIOS Resumen: en este documento se cuestiona la definición y el empleo, tanto desde el punto de vista metodológico como teórico, de los costes laborales unitarios (CLU) como un indicador

Más detalles

Tema 3 El modelo de Solow y Swan: análisis empírico

Tema 3 El modelo de Solow y Swan: análisis empírico Tema 3 El modelo de Solow y Swan: análisis empírico 3.1 Medición cuantitativa de la duración de la transición. 3.2 Contabilización del crecimiento. 3.3 Convergencia. 3.4 Distribución del ingreso. Bibliografía:

Más detalles

Estacionalidad. Series de tiempo. Modelos econométricos. Modelos econométricos. Q= T Kα Lβ

Estacionalidad. Series de tiempo. Modelos econométricos. Modelos econométricos. Q= T Kα Lβ Estacionalidad Qué es la estacionalidad? La estacionalidad es una componente que se presenta en series de frecuencia inferior a la anual (mensual, trimestral,...), y supone oscilaciones a corto plazo de

Más detalles

Tipo A Tipo B Min. y Máx. Gambas 2 1 50 Langostinos 3 5 180 Contenedores 1 1 50 Coste 350 550 350x + 550y

Tipo A Tipo B Min. y Máx. Gambas 2 1 50 Langostinos 3 5 180 Contenedores 1 1 50 Coste 350 550 350x + 550y IES Fco Ayala de Granada Sobrantes 010 (Modelo 6) Soluciones Germán-Jesús Rubio Luna MATEMÁTICAS CCSS II Sobrantes 010 (Modelo 6) SELECTIVIDAD ANDALUCÍA OPCIÓN A EJERCICIO 1 (.5 puntos) Un supermercado

Más detalles

INTRODUCCIÓN A LA ECONOMETRÍA E INFORMÁTICA MODELOS ECONOMÉTRICOS E INFORMACIÓN ESTADÍSTICA

INTRODUCCIÓN A LA ECONOMETRÍA E INFORMÁTICA MODELOS ECONOMÉTRICOS E INFORMACIÓN ESTADÍSTICA INTRODUCCIÓN A LA ECONOMETRÍA E INFORMÁTICA MODELOS ECONOMÉTRICOS E INFORMACIÓN ESTADÍSTICA Eva Medina Moral (Febrero 2002) EXPRESIÓN DEL MODELO BASICO DE REGRESIÓN LINEAL La expresión formal del modelo

Más detalles

1. El Producto Nacional Neto

1. El Producto Nacional Neto TEORIA MACROECONÓMICA I, 2 o L.E., JUNIO 2002 1. El Producto Nacional Neto (a) Se calcula restando los impuestos indirectos al Producto Nacional Bruto. (b) Sería equivalente al Producto Nacional Bruto

Más detalles

ESTIMACIÓN. puntual y por intervalo

ESTIMACIÓN. puntual y por intervalo ESTIMACIÓN puntual y por intervalo ( ) Podemos conocer el comportamiento del ser humano? Podemos usar la información contenida en la muestra para tratar de adivinar algún aspecto de la población bajo estudio

Más detalles

Tema 3. La elección en condiciones de incertidumbre

Tema 3. La elección en condiciones de incertidumbre Tema 3 La elección en condiciones de incertidumbre Epígrafes El valor esperado La hipótesis de la utilidad esperada La aversión al riesgo La compra de un seguro Cap. 5 P-R 2 Introducción Cómo escogemos

Más detalles

Los Procesos de Convergencia de Argentina con Australia y Canadá: 1875-2000 1

Los Procesos de Convergencia de Argentina con Australia y Canadá: 1875-2000 1 Documento de Trabajo 03-03 (02) Depto. de Hist. Económica e Instituciones Serie de Hist. Económica e Instituciones 01 Universidad Carlos III de Madrid Febrero 2003 Calle Madrid 126 28903 Getafe (Spain)

Más detalles

UNIDAD DIDÁCTICA 7 ANÁLISIS DE ÍTEMS Y BAREMACIÓN DE UN TEST

UNIDAD DIDÁCTICA 7 ANÁLISIS DE ÍTEMS Y BAREMACIÓN DE UN TEST UNIDAD DIDÁCTICA 7 ANÁLISIS DE ÍTEMS Y BAREMACIÓN DE UN TEST 7.1. ANÁLISIS DE LOS ÍTEMS Al comenzar la asignatura ya planteábamos que uno de los principales problemas a los que nos enfrentábamos a la hora

Más detalles

Econometría I. Carlos Velasco 1. Universidad Carlos III de Madrid

Econometría I. Carlos Velasco 1. Universidad Carlos III de Madrid Econometría I Carlos Velasco 1 1 Departamento de Economía Universidad Carlos III de Madrid Econometría I Máster en Economía Industrial Universidad Carlos III de Madrid Curso 2007/08 C Velasco (MEI, UC3M)

Más detalles

UN MODELO DE PRONÓSTICO PARA LAS PRIMAS DE SEGUROS DE VIDA Y PERSONAS

UN MODELO DE PRONÓSTICO PARA LAS PRIMAS DE SEGUROS DE VIDA Y PERSONAS UN MODELO DE PRONÓSTICO PARA LAS PRIMAS DE SEGUROS DE VIDA Y PERSONAS Wilson Mayorga M. Director de Cámara de Vida y Personas y Actuaría Con base en modelos de regresión que explican la evolución de las

Más detalles

7.6 Comparación entre dos medias Poblacionales usando muestras independientes

7.6 Comparación entre dos medias Poblacionales usando muestras independientes 7.6 Comparación entre dos medias Poblacionales usando muestras independientes Supongamos que se tiene dos poblaciones distribuidas normalmente con medias desconocidas µ y µ, respectivamente. Se puede aplicar

Más detalles

Las técnicas muestrales, los métodos prospectivos y el diseño de estadísticas en desarrollo local

Las técnicas muestrales, los métodos prospectivos y el diseño de estadísticas en desarrollo local 21 Las técnicas muestrales, los métodos prospectivos y el diseño de estadísticas en desarrollo local Victoria Jiménez González Introducción La Estadística es considerada actualmente una herramienta indispensable

Más detalles

Precio del alquiler de pisos durante una serie de meses. Evolución del índice del precio del trigo con mediciones anuales.

Precio del alquiler de pisos durante una serie de meses. Evolución del índice del precio del trigo con mediciones anuales. Series Temporales Introducción Una serie temporal se define como una colección de observaciones de una variable recogidas secuencialmente en el tiempo. Estas observaciones se suelen recoger en instantes

Más detalles

PRUEBAS DE RAÍZ UNITARIA CON CAMBIO ESTRUCTURAL DE LEE Y STRAZICICH

PRUEBAS DE RAÍZ UNITARIA CON CAMBIO ESTRUCTURAL DE LEE Y STRAZICICH BANCO CENTRAL DE COSTA RICA DIVISIÓN ECONÓMICA DEPARTAMENTO DE INVESTIGACIÓN ECONÓMICA PRUEBAS DE RAÍZ UNITARIA CON CAMBIO ESTRUCTURAL DE LEE Y STRAZICICH Adolfo Rodríguez Vargas Nota Técnica DEC-DIE-011-2009-IT,

Más detalles

DIFUSION DEL CRECIMIENTO ECONOMICO A TRAVES DEL COMERCIO DE BIENES INTERMEDIOS

DIFUSION DEL CRECIMIENTO ECONOMICO A TRAVES DEL COMERCIO DE BIENES INTERMEDIOS DIFUSION DEL CRECIMIENTO ECONOMICO A TRAVES DEL COMERCIO DE BIENES INTERMEDIOS Antonio Manresa Sánchez* Mónica Pigem Vigo* El objetivo de este trabajo es contribuir, desde una perspectiva teórica, al análisis

Más detalles

DOMINIO Y RANGO página 89. Cuando se grafica una función existen las siguientes posibilidades:

DOMINIO Y RANGO página 89. Cuando se grafica una función existen las siguientes posibilidades: DOMINIO Y RANGO página 89 3. CONCEPTOS Y DEFINICIONES Cuando se grafica una función eisten las siguientes posibilidades: a) Que la gráfica ocupe todo el plano horizontalmente (sobre el eje de las ). b)

Más detalles

PANORAMA DE LA EDUCACIÓN INDICADORES DE LA OCDE 2006 ( EDUCATION AT A GLANCE 2006)

PANORAMA DE LA EDUCACIÓN INDICADORES DE LA OCDE 2006 ( EDUCATION AT A GLANCE 2006) PANORAMA DE LA EDUCACIÓN INDICADORES DE LA OCDE 2006 ( EDUCATION AT A GLANCE 2006) NOTA INFORMATIVA SOBRE LA SITUACIÓN ESPAÑOLA Madrid, 12 de septiembre de 2006 Indicadores OCDE 12 sep 2006 La OCDE viene

Más detalles

La Productividad Total de los Factores en Castilla y León

La Productividad Total de los Factores en Castilla y León La Productividad Total de los Factores en Castilla y León Zenón J. Ridruejo (Catedrático de Análisis Económico. Universidad de Valladolid) Julio López Díaz (Titular de Análisis Económico. Universidad de

Más detalles

ANÁLISIS DE LA VARIANZA (ANOVA) José Vicéns Otero Ainhoa Herrarte Sánchez Eva Medina Moral

ANÁLISIS DE LA VARIANZA (ANOVA) José Vicéns Otero Ainhoa Herrarte Sánchez Eva Medina Moral ANÁLISIS DE LA VARIANZA (ANOVA) José Vicéns Otero Ainhoa Herrarte Sánchez Eva Medina Moral Enero 2005 1.- INTRODUCCIÓN En múltiples ocasiones el analista o investigador se enfrenta al problema de determinar

Más detalles

Departamento de Matemática Aplicada a la I.T. de Telecomunicación

Departamento de Matemática Aplicada a la I.T. de Telecomunicación Departamento de Matemática Aplicada a la I.T. de Telecomunicación EXAMEN RESUELTO DE ESTADÍSTICA Y PROCESOS ESTOCÁSTICOS CONVOCATORIA: ENERO / FECHA: de Enero de Duración del examen: 3 horas Fecha publicación

Más detalles

ACCIONES Y OTROS TÍTULOS DE INVERSIÓN

ACCIONES Y OTROS TÍTULOS DE INVERSIÓN ACCIONES Y OTROS TÍTULOS DE INVERSIÓN TASAS EFECTIVAS DE RENDIMIENTO ANUAL Y MENSUAL: Es aquélla que se emplea en la compraventa de algunos valores en el Mercado Bursátil o Bolsa de Valores. Estas tasas

Más detalles

EL CAPITAL HUMANO COMO ESTRATEGIA COMPETITIVA EN EL SECTOR TURÍSTICO ESPAÑOL. Adelaida Lillo Bañuls

EL CAPITAL HUMANO COMO ESTRATEGIA COMPETITIVA EN EL SECTOR TURÍSTICO ESPAÑOL. Adelaida Lillo Bañuls EL CAPITAL HUMANO COMO ESTRATEGIA COMPETITIVA EN EL SECTOR TURÍSTICO ESPAÑOL Adelaida Lillo Bañuls 1.-Introducción La relevancia económica de este sector en España y la creciente competencia entre destinos

Más detalles

Universitat Pompeu Fabra Macroeconomía I Examen Parcial 7denoviembredel2001 SOLUCIÓN. VALORACIÓN TOTAL 50 PUNTOS

Universitat Pompeu Fabra Macroeconomía I Examen Parcial 7denoviembredel2001 SOLUCIÓN. VALORACIÓN TOTAL 50 PUNTOS Universitat Pompeu Fabra Macroeconomía I Examen Parcial 7denoviembredel2001 SOLUCIÓN. VALORACIÓN TOTAL 50 PUNTOS Problema 1. Modelo de Solow. Considera una economía donde se produce un único bien utilizando

Más detalles

E A TRANSMISIÓN DE INFORMACIÓN ENTRE EL MERCADO DE FUTUROS SOBRE EL IBEX 35 Y EL CONTADO *

E A TRANSMISIÓN DE INFORMACIÓN ENTRE EL MERCADO DE FUTUROS SOBRE EL IBEX 35 Y EL CONTADO * E Número 31 (vol. XI), 2003, págs. 81 a 101 A TRANSMISIÓN DE INFORMACIÓN ENTRE EL MERCADO DE FUTUROS SOBRE EL IBEX 35 Y EL CONTADO * ROBERTO BLANCO Servicio de Estudios del Banco de España en Madrid En

Más detalles

Covarianza y coeficiente de correlación

Covarianza y coeficiente de correlación Covarianza y coeficiente de correlación Cuando analizábamos las variables unidimensionales considerábamos, entre otras medidas importantes, la media y la varianza. Ahora hemos visto que estas medidas también

Más detalles

Desigualdad de Ingresos y Ciclo Económico: Chile 1960-2008 1

Desigualdad de Ingresos y Ciclo Económico: Chile 1960-2008 1 Desigualdad de Ingresos y Ciclo Económico: Chile 1960-2008 1 Resumen Este documento estudia como el ciclo económico afecta la distribución del ingreso. Nuestra variable dependiente es la participación

Más detalles

K δ. En base a la información de la economía argentina que se muestra en la tabla

K δ. En base a la información de la economía argentina que se muestra en la tabla GUÍA N 2- UNIDAD 2: CRECIMIENTO ECONÓMICO ASIGNATURA: ECONOMÍA III- LIC. EN ADMINISTRACIÓN- LIC. EN ECONOMÍA U.N.R.N. 2014 1. Qué es el producto intensivo? Por qué resulta relevante analizar su evolución

Más detalles

Capítulo 3. Análisis de Regresión Simple. 1. Introducción. Capítulo 3

Capítulo 3. Análisis de Regresión Simple. 1. Introducción. Capítulo 3 Capítulo 3 1. Introducción El análisis de regresión lineal, en general, nos permite obtener una función lineal de una o más variables independientes o predictoras (X1, X2,... XK) a partir de la cual explicar

Más detalles

Diciembre 2008. núm.96. El capital humano de los emprendedores en España

Diciembre 2008. núm.96. El capital humano de los emprendedores en España Diciembre 2008 núm.96 El capital humano de los emprendedores en España En este número 2 El capital humano de los emprendedores Este cuaderno inicia una serie de números que detallan distintos aspectos

Más detalles

Statgraphics Centurión

Statgraphics Centurión Facultad de Ciencias Económicas y Empresariales. Universidad de Valladolid 1 Statgraphics Centurión I.- Nociones básicas El paquete Statgraphics Centurión es un programa para el análisis estadístico que

Más detalles

Aula Banca Privada. La importancia de la diversificación

Aula Banca Privada. La importancia de la diversificación Aula Banca Privada La importancia de la diversificación La importancia de la diversificación La diversificación de carteras es el principio básico de la operativa en mercados financieros, según el cual

Más detalles

Tema 3. Inflación y desempleo

Tema 3. Inflación y desempleo Tema 3. Inflación y desempleo Asignatura: Macroeconomía: Economía Abierta e Inflación Grado en Administración y Dirección de Empresas Ainhoa Herrarte Sánchez Dpto. de Análisis Económico: Teoría Económica

Más detalles

VII CONGRESO DE LA ASOCIACIÓN ANDALUZA DE CIENCIA REGIONAL

VII CONGRESO DE LA ASOCIACIÓN ANDALUZA DE CIENCIA REGIONAL VII CONGRESO DE LA ASOCIACIÓN ANDALUZA DE CIENCIA REGIONAL TÍTULO DE COMUNICACIÓN: ANÁLISIS DE LA INFLUENCIA DE LA EDUCACION Y LA EXPERIENCIA EN EL CAPITAL HUMANO PRODUCTIVO EN ANDALUCÍA EN LA DÉCADA DE

Más detalles

EL MERCADO DE TRABAJO Y LA RELACIÓN DE OFERTA AGREGADA. Bibliografía utilizada: Macroeconomía. Olivier Blanchard. Ed. Prentice Hall.

EL MERCADO DE TRABAJO Y LA RELACIÓN DE OFERTA AGREGADA. Bibliografía utilizada: Macroeconomía. Olivier Blanchard. Ed. Prentice Hall. EL MERCADO DE TRABAJO Y LA RELACIÓN DE OFERTA AGREGADA Bibliografía utilizada: Macroeconomía. Olivier Blanchard. Ed. Prentice Hall. Capítulo 6 1. UNA BREVE INTRODUCCIÓN AL MODELO OA-DA Objetivo del modelo:

Más detalles

Umbrales de pobreza. Datos estadísticos a partir de la encuesta de condiciones de vida. Aragón.

Umbrales de pobreza. Datos estadísticos a partir de la encuesta de condiciones de vida. Aragón. Instituto Aragonés de Estadística / Nivel, Calidad y Condiciones de vida/ Condiciones de Vida y pobreza/ Pobreza. Objetivo: proporcionar información sobre la renta, el nivel y composición de la pobreza

Más detalles

Capítulo 7: Distribuciones muestrales

Capítulo 7: Distribuciones muestrales Capítulo 7: Distribuciones muestrales Recordemos: Parámetro es una medida de resumen numérica que se calcularía usando todas las unidades de la población. Es un número fijo. Generalmente no lo conocemos.

Más detalles

Práctica 5. Contrastes paramétricos en una población

Práctica 5. Contrastes paramétricos en una población Práctica 5. Contrastes paramétricos en una población 1. Contrastes sobre la media El contraste de hipótesis sobre una media sirve para tomar decisiones acerca del verdadero valor poblacional de la media

Más detalles

Capítulo 2. Técnicas de Evaluación de la inversión en activos no circulantes.

Capítulo 2. Técnicas de Evaluación de la inversión en activos no circulantes. Capítulo 2. Técnicas de Evaluación de la inversión en activos no circulantes. 2.1 Generalidades. En la actualidad, en lo referente a las finanzas uno de los grandes problemas que los administradores y

Más detalles

Para la oblicua hacemos lo mismo, calculamos el límite en el menos infinito : = lim. 1 ( ) = = lim

Para la oblicua hacemos lo mismo, calculamos el límite en el menos infinito : = lim. 1 ( ) = = lim ) Sea la función: f(x) = ln( x ): a) Dar su Dominio y encontrar sus asíntotas verticales, horizontales y oblicuas. b) Determinar los intervalos de crecimiento y decrecimiento, los máximos y mínimos, los

Más detalles

Nota sobre un modelo de J. D. Hey para una empresa bajo incertidumbre en el precio que no busca necesariamente maximizar el beneficio

Nota sobre un modelo de J. D. Hey para una empresa bajo incertidumbre en el precio que no busca necesariamente maximizar el beneficio Nota sobre un modelo de J. D. Hey para una empresa bajo incertidumbre en el precio que no busca necesariamente maximizar el beneficio Alberto A. Álvarez López Departamento de Economía Aplicada Cuantitativa.

Más detalles

TEMA 1. Introducción al análisis empírico de variables económicas.

TEMA 1. Introducción al análisis empírico de variables económicas. TEMA 1. Introducción al análisis empírico de variables económicas. Profesor: Pedro Albarrán Pérez Universidad de Alicante. Curso 2010/2011. Contenido 1 Datos Económicos Introducción Tipos de Datos. Tratamiento

Más detalles

Fundamentos de Biología Aplicada I Estadística Curso 2011-2012 Práctica 6: Regresión Logística I

Fundamentos de Biología Aplicada I Estadística Curso 2011-2012 Práctica 6: Regresión Logística I Fundamentos de Biología Aplicada I Estadística Curso 2011-2012 Índice 1. Objetivos de la práctica 2 2. Estimación de un modelo de regresión logística con SPSS 2 2.1. Ajuste de un modelo de regresión logística.............................

Más detalles

Introducción a la Macroeconomía Práctica 1

Introducción a la Macroeconomía Práctica 1 Práctica 1 1) Hemos obtenidos en el INE los siguientes datos, a precios de mercado, para la economía española en 1999. Completa la tabla que se presenta a continuación: - gasto realizado por los hogares

Más detalles

MODELO ECONOMETRICO DE VENTA DE CAMIONETAS

MODELO ECONOMETRICO DE VENTA DE CAMIONETAS MODELO ECONOMETRICO DE VENTA DE CAMIONETAS Nombre: Evelyn Neira Cinthya Toledo Macarena Candia Fecha: 10 de Mayo 2012 Asignatura: Econometría Profesor: Pablo Quezada Introducción El mercado de vehículos

Más detalles

Tema 5: La política fiscal en España

Tema 5: La política fiscal en España Tema 5: La política fiscal en España 1 Las cuentas del Sector Público 2 El impacto de la actividad económica en el saldo del Sector Público 3 El impacto de la política fiscal en la actividad económica

Más detalles

Boletín de Información Trimestral de Planes y Fondos de Pensiones

Boletín de Información Trimestral de Planes y Fondos de Pensiones Boletín de Información Trimestral de Planes y Fondos de Pensiones rimestre ÁREA DE BALANCES DE LA SUBDIRECCIÓN GENERAL DE PLANES Y FONDOS DE PENSIONES 1 NIPO: 720 15 019 2 Boletín de Información Trimestral

Más detalles

T. 5 Inferencia estadística acerca de la relación entre variables

T. 5 Inferencia estadística acerca de la relación entre variables T. 5 Inferencia estadística acerca de la relación entre variables 1. El caso de dos variables categóricas 2. El caso de una variable categórica y una variable cuantitativa 3. El caso de dos variables cuantitativas

Más detalles

PROCEDIMIENTO PARA LA APLICACIÓN DE PRUEBAS DE RAÍZ UNITARIA

PROCEDIMIENTO PARA LA APLICACIÓN DE PRUEBAS DE RAÍZ UNITARIA BANCO CENTRAL DE COSTA RICA DIVISIÓN ECONÓMICA DEPARTAMENTO DE INVESTIGACIÓN ECONÓMICA PROCEDIMIENTO PARA LA APLICACIÓN DE PRUEBAS DE RAÍZ UNITARIA Desirée Castrillo Rojas Adolfo Rodríguez Vargas Nota

Más detalles

ARCHIVOS DE ECONOMÍA

ARCHIVOS DE ECONOMÍA República de Colombia Departamento Nacional de Planeación Dirección de Estudios Económicos ARCHIVOS DE ECONOMÍA Desigualdades Salariales en Colombia: Un Análisis Para Trabajadores Rurales y Jóvenes, 2002-2009

Más detalles

Sistemas de amortización

Sistemas de amortización Sistemas de amortización 1. Introducción Un sistema de amortización es un método por el cual un capital cedido en préstamo es devuelto por una sucesión de pagos o cuotas. Estas cuotas periódicas constituyen

Más detalles

Un contraste directo de la hipótesis de renta permanente. Evidencia con datos de las Comunidades Autónomas Españolas

Un contraste directo de la hipótesis de renta permanente. Evidencia con datos de las Comunidades Autónomas Españolas Un contraste directo de la hipótesis de renta permanente. Evidencia con datos de las Comunidades Autónomas Españolas A direct test of the Permanent Income Hypothesis. Some evidence from Spanish regional

Más detalles

- se puede formular de la siguiente forma:

- se puede formular de la siguiente forma: Multicolinealidad 1 Planteamiento Una de las hipótesis del modelo de regresión lineal múltiple establece que no existe relación lineal exacta entre los regresores, o, en otras palabras, establece que no

Más detalles

INDICADORES DEL SISTEMA FINANCIERO ESPAÑOL: DATOS EVOLUTIVOS

INDICADORES DEL SISTEMA FINANCIERO ESPAÑOL: DATOS EVOLUTIVOS INDICADORES DEL SISTEMA FINANCIERO ESPAÑOL: DATOS EVOLUTIVOS ÍNDICE: 1. Evolución de los créditos concedidos 2. Evolución de los depósitos captados 3. Evolución de la tasa de depósitos entre créditos 4.

Más detalles

Tema 3: La elección en condiciones de incertidumbre

Tema 3: La elección en condiciones de incertidumbre Tema 3: La elección en condiciones de incertidumbre 3.1. La descripción del riesgo: el valor esperado. 3.2. Las preferencias por el riesgo: la utilidad esperada. 3.3. La reducción del riesgo. BIBLIOGRAFÍA:

Más detalles

PROGRAMA DE CURSO CRECIMIENTO Y DESARROLLO ECONOMICO. Alvaro Aguirre Julio 2014

PROGRAMA DE CURSO CRECIMIENTO Y DESARROLLO ECONOMICO. Alvaro Aguirre Julio 2014 Objetivo general PROGRAMA DE CURSO CRECIMIENTO Y DESARROLLO ECONOMICO Alvaro Aguirre Julio 2014 Este curso está destinado para alumnos de pregrado y tiene como objetivo general entregar al alumno los conocimientos

Más detalles

ELASTICIDAD DEL CONSUMO RESPECTO AL INGRESO PERSONAL DISPONIBLE, RIQUEZA Y CRÉDITOS.

ELASTICIDAD DEL CONSUMO RESPECTO AL INGRESO PERSONAL DISPONIBLE, RIQUEZA Y CRÉDITOS. ELASTICIDAD DEL CONSUMO RESPECTO AL INGRESO PERSONAL DISPONIBLE, RIQUEZA Y CRÉDITOS. RESUMEN ROY GERSON MUÑOZ GOMEZ 1 A fin de probar la existencia de una relación de equilibrio en el largo plazo entre

Más detalles

PLANES Y FONDOS DE PENSIONES

PLANES Y FONDOS DE PENSIONES INFORME DEL CUARTO TRIMESTRE DE PLANES Y FONDOS DE PENSIONES SUBDIRECCIÓN GENERAL DE PLANES Y FONDOS DE PENSIONES ÁREA DE BALANCES NIPO: 720-14-084-3 SUMARIO 1 INTRODUCCIÓN... 3 2 ANÁLISIS GLOBAL... 4

Más detalles

Unión Aduanera Sudamericana: Efectos del AEC sobre el Paraguay y el Régimen de Maquila

Unión Aduanera Sudamericana: Efectos del AEC sobre el Paraguay y el Régimen de Maquila Paraguay frente a los Estados Unidos y el dilema de jugar sólo o en equipo Unión Aduanera Sudamericana: Efectos del AEC sobre el Paraguay y el Régimen de Maquila Un ejercicio de equilibrio general dinámico

Más detalles

TABLAS DE CONTINGENCIA (CROSS-TAB): BUSCANDO RELACIONES DE DEPENDENCIA ENTRE VARIABLES CATEGÓRICAS 1

TABLAS DE CONTINGENCIA (CROSS-TAB): BUSCANDO RELACIONES DE DEPENDENCIA ENTRE VARIABLES CATEGÓRICAS 1 TABLAS DE CONTINGENCIA (CROSS-TAB): BUSCANDO RELACIONES DE DEPENDENCIA ENTRE VARIABLES CATEGÓRICAS 1 rafael.dearce@uam.es El objeto de las tablas de contingencia es extraer información de cruce entre dos

Más detalles

La distribución del crecimiento económico en España

La distribución del crecimiento económico en España La distribución del crecimiento económico en España. 1955-1993 73 Estudios de Economía Aplicada Nº 14, 2000. Págs. 73-94 La distribución del crecimiento económico en España. 1955-1993 * HERRERA REVUELTA,

Más detalles

DIPLOMADO EN RELACIONES LABORALES Estadística Asistida por Ordenador Curso 2008-2009

DIPLOMADO EN RELACIONES LABORALES Estadística Asistida por Ordenador Curso 2008-2009 Índice general 6. Regresión Múltiple 3 6.1. Descomposición de la variabilidad y contrastes de hipótesis................. 4 6.2. Coeficiente de determinación.................................. 5 6.3. Hipótesis

Más detalles

UNIVERSIDAD CARLOS III DE MADRID MASTER EN CALIDAD TOTAL MANUAL DE SPSS

UNIVERSIDAD CARLOS III DE MADRID MASTER EN CALIDAD TOTAL MANUAL DE SPSS UNIVERSIDAD CARLOS III DE MADRID MASTER EN CALIDAD TOTAL MANUAL DE SPSS I. INTRODUCCIÓN Y MANEJO DE DATOS MANUAL DE SPSS 1 MASTER CALIDAD TOTAL 1/ INTRODUCCIÓN Las aplicaciones de la Estadística en la

Más detalles

CRECIMIENTO ECONÓMICO Ejercicios. 3 o Licenciatura en Economía. Profesor: Mikel Casares Departamento de Economía UNIVERSIDAD PÚBLICA DE NAVARRA

CRECIMIENTO ECONÓMICO Ejercicios. 3 o Licenciatura en Economía. Profesor: Mikel Casares Departamento de Economía UNIVERSIDAD PÚBLICA DE NAVARRA CRECIMIENTO ECONÓMICO Ejercicios 3 o Licenciatura en Economía Profesor: Mikel Casares Departamento de Economía UNIVERSIDAD PÚBLICA DE NAVARRA Curso 2011/2012 EJERCICIOS TEMA 1 Introducción. 1. En el año

Más detalles

6 ANÁLISIS DE INDEPENDENCIA O ASOCIACIÓN ENTRE DOS ATRIBUTOS

6 ANÁLISIS DE INDEPENDENCIA O ASOCIACIÓN ENTRE DOS ATRIBUTOS 6 ANÁLISIS DE INDEPENDENCIA O ASOCIACIÓN ENTRE DOS ATRIBUTOS Esquema del capítulo Objetivos 6.1. 6.. 6.3. 6.4. ANÁLISIS DE INDEPENDENCIA O ASOCIACIÓN ENTRE DOS ATRIBUTOS COEFICIENTES DE CONTINGENCIA LA

Más detalles

Tema 10. Estimación Puntual.

Tema 10. Estimación Puntual. Tema 10. Estimación Puntual. Presentación y Objetivos. 1. Comprender el concepto de estimador y su distribución. 2. Conocer y saber aplicar el método de los momentos y el de máxima verosimilitud para obtener

Más detalles

E A MOVILIDAD INTERNACIONAL DE CAPITALES E INTEGRACIÓN FINANCIERA DE LA ECONOMÍA ESPAÑOLA *

E A MOVILIDAD INTERNACIONAL DE CAPITALES E INTEGRACIÓN FINANCIERA DE LA ECONOMÍA ESPAÑOLA * E Número 21 (vol. VII), 1999, págs. 29 a 60 A MOVILIDAD INTERNACIONAL DE CAPITALES E INTEGRACIÓN FINANCIERA DE LA ECONOMÍA ESPAÑOLA * JOSÉ GARCÍA SOLANES FRANCISCO I. SANCHO Universidad de Murcia En este

Más detalles

NOTA TÉCNICA 44 UNA APROXIMACION AL METODO GENERALIZADO DE LOS MOMENTOS Y SUS LIMITACIONES

NOTA TÉCNICA 44 UNA APROXIMACION AL METODO GENERALIZADO DE LOS MOMENTOS Y SUS LIMITACIONES NOTA TÉCNICA 44 Preparada por Wilson Pérez Oviedo UNA APROXIMACION AL METODO GENERALIZADO DE LOS MOMENTOS Y SUS LIMITACIONES 1. Introducción El método generalizado de los momentos (GMM) es un poderoso

Más detalles

BREVE ANÁLISIS DEL MERCADO DE TRABAJO

BREVE ANÁLISIS DEL MERCADO DE TRABAJO BREVE ANÁLISIS DEL MERCADO DE TRABAJO El primer trimestre de 2009 ha reflejado la magnitud de la crisis actual en toda su dimensión. Si bien, la naturaleza de la crisis es fundamentalmente económica y

Más detalles

Keywords: Thirlwall Law, SVAR, exchange rates, México.

Keywords: Thirlwall Law, SVAR, exchange rates, México. RESUMEN A partir de los hechos estilizados de la economía mexicana del periodo 2003-2012, se prueba la validez en el corto y largo plazo de la Ley de Thirlwall, mediante la técnica econométrica del var

Más detalles

Reformas impositivas y crecimiento económico. César Pérez López Instituto de Estudios Fiscales (cesar.perez@ief.minhap.es)

Reformas impositivas y crecimiento económico. César Pérez López Instituto de Estudios Fiscales (cesar.perez@ief.minhap.es) Reformas impositivas y crecimiento económico César Pérez López Instituto de Estudios Fiscales (cesar.perez@ief.minhap.es) Nuria Badenes Pla Instituto de Estudios Fiscales (nuria.badenes@ief.minhap.es)

Más detalles

FUNCION DE EXPORTACION HORTICOLA ESPAÑOLA

FUNCION DE EXPORTACION HORTICOLA ESPAÑOLA FUNCION DE EXPORTACION HORTICOLA ESPAÑOLA Ali Chebil* Julián Briz Escribano** El objetivo de este trabajo es analizar los factores determinantes de las exportaciones hortícolas españolas a la UE en el

Más detalles

Capital Humano. Aprovechamiento del capital humano de España en el contexto internacional. núm. Diciembre 2007

Capital Humano. Aprovechamiento del capital humano de España en el contexto internacional. núm. Diciembre 2007 Capital Humano Diciembre 2007 84 núm. Aprovechamiento del capital humano de en el contexto internacional INSTITUTO VALENCIANO DE INVESTIGACIONES ECONÓMICAS www.ivie.es www.bancaja.es EN ESTE NÚMERO Capital

Más detalles

El índice de miseria en Venezuela

El índice de miseria en Venezuela Nueva Economía, año XIX, n 34, noviembre 2011 El índice de miseria en Venezuela Raúl Crespo Introducción El presente año es de particular importancia para los venezolanos, considerando que se elegirá un

Más detalles

MÓDULO 9 DISTRIBUCIÓN DE PROBABILIDAD NORMAL

MÓDULO 9 DISTRIBUCIÓN DE PROBABILIDAD NORMAL MÓDULO 9 DISTRIBUCIÓN DE PROBABILIDAD NORMAL INTRODUCCIÓN En este módulo se continúa con el estudio de las distribuciones de probabilidad, examinando una distribución de probabilidad continua muy importante:

Más detalles

RECOMENDACIÓN UIT-R TF.538-3 MEDICIONES DE LA INESTABILIDAD DE FRECUENCIA Y EN EL TIEMPO (FASE) (Cuestión UIT-R 104/7)

RECOMENDACIÓN UIT-R TF.538-3 MEDICIONES DE LA INESTABILIDAD DE FRECUENCIA Y EN EL TIEMPO (FASE) (Cuestión UIT-R 104/7) Caracterización de las fuentes y formación de escalas de tiempo Rec. UIT-R TF.538-3 1 RECOMENDACIÓN UIT-R TF.538-3 MEDICIONES DE LA INESTABILIDAD DE FRECUENCIA Y EN EL TIEMPO (FASE) (Cuestión UIT-R 104/7)

Más detalles