De seneste ændringer i Danmarks Statistiks økonomiske model ADAM

 

Nationaløkonomisk Tidsskrift, Bind 126 (1988)

De seneste ændringer i Danmarks Statistiks økonomiske model ADAM

Danmarks Statistik

Eskil Heinesen

Resumé

SUMMARY: The latest developments of the macroeconometric model of the Danish economy,
ADAM, isdescribed. These include a model of the financial sector, a model of residential construction
the inclusion of wealth as an explanatory variable in the consumption function.

I. Indledning

ADAM er en årsmodel opbygget i den empiriske modeltradition, som især Tinbergen og Klein har præget, og tilhører således den keynesianske tradition. Produktion, beskæftigelse vareefterspørgsel bestemmes simultant på modellens vare- og arbejdsmarkeder. Den tidligere version af ADAM, fra oktober 1984, indeholdt ingen finansielle markeder, hvorfor de rentesatser, der påvirker vareefterspørgslen, var eksogene.

Den nye ADAM-version fra Danmarks Statistik1 - kaldet ADAM, maj 1987 blev opstillet foråret og sommeren 1987. De væsentligste ændringer i.f.t. den foregående modelversion oktober 1984 beskrives i det følgende.2 Disse ændringer kan angives i fire hovedpunkter:

(1) Modellen er blevet udbygget med en finansiel sektor, hvilket er den mest omfattende ændring. Som følge af denne udvidelse bestemmes nu i modellen obligationsrenten, pengeinstitutternes og udlånsrente samt poster i institutionelle sektorers fordringsbalancer. finansielle sektormodel eksisterer som selvstændig kvartalsmodel under navnet FINDAN. Den er desuden blevet omskrevet til årsniveau og indgår nu i denne form i ADAM.

(2) Boliginvesteringerne bestemmes nu i en delmodel, hvori også kontantprisen på ejerboliger af bl.a. rente og disponibel indkomst. Boliginvesteringerne udgør som følge af høj rentefølsomhed og påvirkning af obligationsmarkedet et vigtigt forbindelsesled den finansielle og den reale del af økonomien.



Denne og de følgende tre artikler bygger på indlæg ved et møde om ADAM-modellen i Nationaløkonomisk Forening den 14. marts 1988. Red

1. Nærværende beskrivelse af de senere udbygninger af ADAM-modellen trækker bl.a. på en mere omfattende dokumentationsrapport, som er udarbejdet i Danmarks Statistiks modelgruppe under redaktion af Poul Uffe Dam, jf. Dam (1988). Specielt skal nævnes at beskrivelsen af den finansielle sektormodel er et uddrag af Niels Lehde Pedersens bidrag til denne rapport.

2 . En del af disse ændringer var med i den mellemliggende modelversion, ADAM, april 1986. men denne har af forskellige grunde ikke fået en ekstern anvendelse som normalt.

Side 218

(3) Det private forbrug bestemmes nu af formuen foruden som tidligere af den disponible I det formueudtryk, der indgår i bestemmelsen af forbruget, indgår først og fremmest kontantværdien af boligbeholdningen og den private ikke-finansielle sektors finansielle nettostilling, hvor obligationer opgøres til kursværdi. Væsentlige forudsætninger at inddrage formuen har altså været udbygningen af modellen med en finansiel sektor og en boligmodel.

(4) Som en naturlig følge af indførelsen af den finansielle sektormodel er beskrivelsen i modellen af de institutionelle sektorer blevet udbygget. Der er foretaget en opdeling af den offentlige og den private sektor, og der er indbygget relationer, der bestemmer rentestrømmene sektorerne.

I det følgende uddybes beskrivelsen af forbrugsbestemmelsen, boliginvesteringsmodellen
den finansielle sektormodel med hovedvægt på forbrug og boliginvesteringer.

II. Privat forbrug

Det samlede private forbrug bestemmes som nævnt af disponibel indkomst og primoformue. grundlæggende ide med at inddrage formuen i forbrugsbestemmelsen stammer fra livscykelteorien. Baggrunden for at medtage formuen i forbrugsbestemmelsen ADAM er, dels at den finansielle sektormodel og boligmodellen har gjort det muligt at bestemme en betydelig del af den private sektors formue, dels at deri 1980erne har været problemer med at bestemme forbruget ud fra indkomsten alene.

Variabler 3

Forbrugsudtrykket er her det samlede køb af forbrugsgoder ifølge nationalregnskabet, bortset fra at køb af køretøjer (først og fremmest biler) er erstattet af et ydelsesudtryk. Formueudtrykket omfatter som nævnt kontantværdien af boligbeholdningen og den private ikke-finansielle sektors finansielle nettostilling (hvor obligationer opgøres til kursværdi). Derudover indgår værdien af en imputeret bilbeholdning. Det er primoformuenvurderet foregående års priser, der indgår i forbrugsfunktionen. Det betyder at kapitalgevinster/tab på boliger og obligationer påvirker forbruget med et års forsinkelse. Den alvorligste mangel ved formueudtrykket er, at værdi af realkapital i virksomheder, herunder aktier, ikke indgår. Denne mangel skyldes at det ikke er nemt at finde et godt mål for værdien af virksomhedernes realkapital. Der arbejdes dog for tiden på at inddrage et bredere formuebegreb i forbrugsbestemmelsen. I overensstemmelse med de fleste empiriskeformuleringer livscykelteorien indeholder det anvendte indkomstudtryk ikke de indkomstkomponenter, der repræsenterer afkast af formueelementerne. Det betyder, at



3. Af pladshensyn beskrives variabierne ikke i alle detaljer her. Der henvises til Heinesen (1987b) og Dam (1988). hvor variabiernes ADAM-navne også er angivet. Serierne findes i den officielle databank ADAM*ADAMBK på UNI.C. der er på TSP-form.

Side 219

den private ikke-fmansielle sektors nettorenteindtægter og restindkomst i boligbenyttelse ikke indgår i udtrykket for disponibel indkomst. Øvrig restindkomst i den private sektor indgår ved et fordelt lag som en approksimation til forventet afkast af realkapital i virksomhederne (der som nævnt ikke indgår i formueudtrykket).4

Som følge af den beskrevne afgrænsning af disponibel indkomst og formue, vil ndringer obligationsrenten påvirke forbruget anderledes end tilfældet var i oktober 1984 versionen ADAM. I denne version blev den disponible indkomst påvirket af rentestrømmene. sker ikke i maj 1987 versionen, hvor nettorenteindtægter ikke er med i disponibel indkomst. Til gengæld påvirkes formuen af en rentestigning, dels via fald i kontantværdi af boligformue og kursværdi af obligationer, dels via rentestrømmenes påvirkning af nettofordringserhvervelser; effekter påvirker forbruget med et års forsinkelse.

Behandlingen af pensionskasser og livsforsikringsselskaber er også ændret, idet deres
nettorenteindtægter ikke var med i disponibel indkomst i de tidligere modelversioner,
mens deres formuer er med i formueudtrykket i den nye modelversion.

Forbrug, disponibel indkomst og primoformue, der alle er delflateret med prisen på forbrug,
i det følgende hhv. C, Y og W. Logaritmer angives med små bogstaver, hhv.
c, y og w.

Estimationsresultat

Der er estimeret en fejlkorrektionsmodel for forbruget, hvor disponibel indkomst og formue indgår som forklarende variabler. Engle og Grangers (1987) to-trins estimationsmetode benyttet. Metoden bygger på sammenhængen mellem kointegrerede variabler og fejlkorrektionsmodeller. Lidt forenklet kan metoden forklares på følgende måde i relation den aktuelle forbrugsfunktion.

Variabierne c, y og w er kointegrerede (af orden 1,1) hvis de hver især er integrerede af første orden (d.v.s. at niveauerne ikke er stationære, medens ændringerne er stationære), og der findes en vektor a, så z=(c, y,w)-a er stationær. Selv om c, y og w ikke er stationære, findes der altså, hvis de er kointegrerede, en lineær sammenhæng mellem niveauerne, som er stationær. Selv om variabierne f.eks. vokser over tiden vil de ikke udvikle sig alt for forskelligt, afvigelserne fra relationen


DIVL4554

(1)

er stationære med endelig varians. Ligning (1) kan således fortolkes som (første approksimation
en langsigts-ligevægtssammenhæng mellem variabierne; og afvigelser
fra (1) kan fortolkes som »fejl«, som agenterne korrigerer i efterfølgende perioder.



4. Denne behandling af restindkomst er i overensstemmelse med andre empiriske implementeringer aflivscykelteorien. data for realkapital i virksomheder mangler, jf. f.eks. Modigliani (1975).

Side 220

DIVL4648

Tabel 1. DF lest for stationaritet af førstedifferenser af c, y og w (1959-83)

Estimationspwceduren består i først at estimere langsigts-relationen (1) mellem variabierne niveau (»kointegrationsregressionen«), og derefter at anvende de laggede residualer fra denne regression som et fejlkorrektionsled ved estimation af en fejlkorrektionsmodel. Før første trin i estimationsproceduren testes om variabierne er integrerede af første orden. Mellem første og andet trin testes om variabierne er kointegrerede.

En fordel ved denne estimationsmetode er netop muligheden for at teste om variabierne kointegrerede. Hvis dette er tilfældet - og hvis alle variabler er integrerede af første orden er alle led i fejlkorrektionsmodellen stationære, hvilket sikrer at denne model er meningsfuld. anden fordel er, at relationen mellem niveauvariablerne bestemmes før fejlkorrektionsligningen således at eventuelle multikollinearitetsproblemer i denne mindskes. En ulempe ved totrins-proceduren er, at parameterestimaterne kan være skæve, jf. Banerjee m.fl. (1986).

At ændringerne i cyogw er stationære kan testes v.hj.a. et Dickey-Fuller (DF) test ud fra
regressioner af formen:5


DIVL4566

(2)

hvor u er et restled og D angiver absolut ændring. Hypotesen om, at D<i> ikke er stationær en random walk) forkastes hvis t-værdien for 6er negativ og signifikant.61 tabel ler angivet t-værdierne for 6- også når et konstantled inddrages i relationen.7 Den kritiske værdi på 5% niveau for DF testet er -1.96 for (2) uden konstantled og -3.00 når et konstantled inddrages.8 Ændringerne i c, yogwer altså stationære, og da niveauerne ikke er stationære (DF test giver positive t-værdier), er c, y og w integrerede af første orden.

Første trin i estimationsproceduren er en kointegrationsregression i niveau:9


DIVL4574

(3)



5. Et »augmented« Dickey-Fuller (ADF) test, hvor laggede DD <i> indgår som regressorer på højresiden i (2). er også foretaget. Men da der ikke er autokorrelation i DF test-regressionerne, og da laggede DD<i> bliver insignifikante. DF testene størst styrke.

6. (2) kan skrives D<i> = (l-f-8)- +u. Under H;: 8= oer D<i> en random walk. Hvis S<o er D<i> stationær.

7. Inddragelse af konstantled i (2) indebærer en antagelse om en vækstrate for hhv. c. y og w.

8. Årsagen til at disse kritiske værdier er større end den tilsvarende værdi i Students t-fordeling er. at nul-hypotesen at D<i> ikke er stationær.

9. t-værdierne. som er angivet i parentes, er skæve i kointegrationsregressionen.

Side 221

DIVL4651

Tabel 2. Kritiske værdier for DW, DF og ADF på 5% niveau

Ligningen er estimeret under den restriktion, at summen af koefficienterne til y og w skal
være lig 1, således at (3) er af formen


DIVL4580

hvor a=l-b og K er en konstant, d.v.s.


DIVL4584

Dette indebærer, at forbrugskvoten på langt sigt afhænger af forholdet mellem formue og
indkomst, men ikke af niveauerne. Estimation af (3) uden restriktionen a+b=l giver praktisk
de samme parameterestimater.10

Parameterestimaterne i (3) bestemmer den (potentielt) kointegrerende vektor a'=(l, -
.946, -.054), og middelværdien af (c, y, w)a, som er -.10.

Før vi går videre til næste trin i estimationsproceduren, må det testes om c,y ogw er kointegrerede, om residualerne fra (3) er stationære. Dette kan gøres v.hj.a. DF test som (2) (eiler ADF test), hvor ændringen i residualerne fra (3) regresseres mod den laggede residual (og evt. laggede ændringer i residualerne), eller v.hj.a. DW teststørrelsen. Hvis residualerne er stationære vil DW, DF og ADF teststørrelserne være tæt på nul. Hvis DW og den numeriske værdi af DF og ADF er tilstrækkeligt store forkastes nul-hypotesen om ikke-kointegration (ikke-stalionaritet af residualerne). Tabel 2 viser de kritiske værdier for DW, DF og ADF på 5% niveau."

Der er kun 27 observationer i (3), men så vidt vides er der ikke offentliggjort kritiske værdierfor 50 observationer. Af DF og ADF testene er DF det relevante fordi laggede ndringeri bliver insignifikante. Som det ses er den numeriske værdi af DFi (3) for lille til at ikke-kointegration kan afvises. DW i (3) er større end den kritiske værdi i tabel 2, men som det ses er denne stærkt afhængig af antallet af observationer. Så det er tvivlsomtom kan forkastes (kointegration accepteres). Hvis imidlertid 1970-observationen udelades fra estimationen i (2) fås stort set de samme parameterestimater,men klart større DW og DF: DW=l.2B, DF=-4.07.12 Da endvidere



10. Jf. Heinesen (1987a).

11. Jf. Engle og Yoo (1987). De kritiske værdierer fundet ved Monte Carlo eksperimenter med to variabler. Dette er det relevante antal variabler her p.g.a. parameterrestriktionen i (3).

12. 1970 og 1971 er de år hvor residualerne fra (3) er klart størst.

Side 222

styrken af testene er lav - specielt for små sample-størrelser -antages c, y og w at være kointegrerede.Residualplot
korrelogram. der også kan bruges til at vurdere om residualerne
fra (3) er stationære, er vist i Heinesen (1987a).

I andet trin i estimationsproceduren estimeres en fejlkorrektionsmodel. hvor residualerne
kointegrationsregressionen (3)


DIVL4596

indgår lagget som en fejlkorrektionsvariabel. Estimationsresultatet for den ligning, der
indgår i maj 1987 versionen af ADAM, er:


DIVL4600

(4)


DIVL4604

Den relative ændring i forbruget forklares altså af den relative ændring i indkomst og formue samt af fejlkorrektionsvariablen. Effekten af sidstnævnte er, at hvis forbruget den foregående periode var stort i.f.t. niveauet for indkomst og formue ifølge den langsigtede givet ved (3), vil det påvirke forbruget negativt i den aktuelle

Alle parametre (undtagen konstantleddet) er signifikante. Den lave DW kunne tyde på autokorrelation, men LM og F testene for autokorrelation af op til anden orden (jf. LM2 og F2) afviser på et 5% niveau ikke hypotesen om, at der ikke er autokorrelation. I Heinesen (1987a) er diskuteret en række forhold vedr. stabilitet af estimaterne i (4), og ligningen er sammenlignet med andre estimationer af fejlkorrektionsmodeller. Det vises at den ret store standardafgivelse på ca. 1.4% i (4) skyldes årene 1970-71 med meget store residualer. Udelukkes 1970-71 fra estimationsperioden fås således en standardafvigelse under 1%.

Forudsigelsesfejlene (observeret minus forudsagt værdi) i 1984, 85 og 86 m.h.t. den reale De, er hhv. -1.9%, 1.4% og 1.7%.13 Disse fejl er ikke små, men de skal sammenlignes med fejl på over 3% i 1985 og over 5% i 1986 i en fejlkorrektionsmodel, hvor kun indkomsten indgår som forklarende variabel.

Forbrugets elasticitet på langt sigt m.h.t. indkomst og formue (hhv. .946 og .054) er bestemt fra kointegrationsligningen.14 Kortsigts-elasticiteten m.h.t. løn- og transfereringsindkomstpå synes rimelig og er en del større end i oktoberversionen (.43). Kortsigts-elasticiteten m.h.t. formuen er .13, hvilket er en del større end langsigts-elasticiteten.Dette fortolkes således, at forbrugerne reagerer ret kraftigt (men med et års



13. De observerede værdier for disse år, der er foreløbige, findes i ADAMs databank fra marts 1988.

14. Indkomstelasticiteten er .946 for konstant realformue, og 1 for konstant formue-indkomst forhold.

Side 223

DIVL4654

Tabel 3. Steady state forbrugskvoten ved forskellige værdier af formue-indkomst forholdet (W/Y) og vækstraten (g)

forsinkelse, jf. ovenfor) på kursgevinster/tab, der udgør en væsentlig del af kortsigts-udsvingenei Forbrugs kvote ns elasticitet på langt sigt m.h.t. formue-indkomst forholdet er, som det fremgår af (3) .054. Langsigts-forbrugskvoten afhænger desuden negativt af vækstraten, hvilket kan udledes som følger. Ligning (4) er af formen


DIVL4614

(5)

I steady state, hvor vækstraten for c, yog w er konstant:Dc=Dy=Dw=g, fås fra (5):


DIVL4620

(6)

Indsættes de estimerede parametre i (6) fås den i tabel 3 viste sammenhæng mellem steady state forbrugskvoten og formue-indkomst forholdet. Afhængigheden af vækstraten ikke så stor. I 1986 var W/Y=2.5, hvilket indebærer en steady state forbrugskvote på .94-.96 afhængig af vækstraten.

III. Boliginvesteringer

Boliginvesteringsmodellen har samme struktur, som den Blomgren-Hansen og Knøsgaard 1978) tidligere har estimeret på danske data. Nettoinvesteringerne i boliger bestemmes to trin: Først bestemmes den kontante salgspris for enfamiliehuse, phk, af udbud og efterspørgsel efter boliger; dernæst bestemmes nettoinvesteringerne af forholdet mellem salgspris for eksisterende huse og enhedsomkostninger forbundet med opførelse af nye huse.

Det antages at beholdningsefterspørgslen efter boliger har formen:


DIVL4666

(V)

hvor R betegner relativ ændring og E forventet størrelse; Khd er beholdningsefterspørgslen boliger, phk er kontantprisen for enfamiliehuse, pc er prisen for samlet privat forbrug bortset fra boligforbrug, Ydh er disponibel indkomst, uih er usercost. php er den prioriterede salgspris for enfamiliehuse og U er befolkningstallet. De tre forventningsudtryk dannet ud fra hypotesen om forventningstilpasning (adaptive forventninger).

Side 224

Den disponible indkomst, Ydh, der indgår i bestemmelsen af boligefterspørgslen, adskiller på to punkter fra den disponible indkomst, der indgår i bestemmelsen af samlet privat forbrug: Dels inkluderer Ydh netto renteindtægter og restindkomst i boligbenyttelse, dels indgår disponibel restindkomst uden lag; til gengæld er der ret lange lag i forventningsudtrykkene (7). At indkomstudtrykket, der indgår i bestemmelsen af boligefterspørgslen, er bredere end det, der indgår i forbrugsbestemmelsen, skyldes at formuen ikke indgår i(7). At forventet nominel indkomststigning påvirker boligefterspørgslen dermed prisen positivt skyldes, at (de nominelt faste) rente- og afdragsydelser på lån til ejerboliger vil forventes at udgøre en desto mindre del af en ejer-husholdnings budget i fremtidige perioder, jo større vækst i disponibel nominel indkomst pr. capita der forventes. Usercost er summen af obligationsrenten efter skat og skatteværdien af den reelle lejeværdiprocent.

Udbudet af boliger antages at være lig primobeholdningen Kh(-l). Det forudsættes at boligprisen, phk, er fleksibel, således at der skabes ligevægt på boligmarkedet. Ved at erstatte med Kh(-l) i (7) fås altså ligevægtsbetingelsen for boligmarkedet, som bestemmer 5 Den estimerede relation er


DIVL4676

DIVL4678

DIVL4680

(8)


DIVL4684

Parametrene i de tre adaptive forventningsudtryk er fastlagt under hensyntagen til det samlede estimationsresultat. Variablen d72n er en dummy som skyldes aftrapningen i 1972-73 af ordningen om refusion af moms på boligbyggeri. Fra (8) kan de implicitte boligefterspørgselselasticiteter som forholdet mellem de øvrige parametre og koefficienten log(Kh(- Der er således en indkomstelasticitet på 2.6 og en semielasticitet m.h.t. usercost (renten efter skat) på -3.4. Disse elasticiteter er meget store, men de reelle påvirkninger boligbeholdningen på langt sigt er dog betydeligt mindre p.g.a. det offentligt støttede byggeri, hvilket illustrefes i tabel 4 og 5 nedenfor.

Ligning (8) overvurderer phk med over 2% i 1985 og 86. Disse residualer er klart større



15. Det har også været forsøgt at estimere en uligevægtsmodel med ufuldkommen pristilpasning som i Hickman og Coen (1976). men den estimerede tilpasningsparameter viser at der er fuld tilpasning inden for et år.

Side 225

end i nogen år i estimationsperioden, hvilket tilsyneladende skyldes at rentefølsomheden
er mindre de senere år.16

Nettoinvesteringeri boliger målt i 1980-priser (mill, kr.), flhn, bestemmes dels af offentligt støttet byggeri, dels af forholdet mellem phk og enhedsomkostningerne forbundet med opførelse nye huse; i disse omkostninger indgår dels prisen på boliginvesteringer, pih, dels grundprisen, phgk. Ligningen er ikke-lineær i parametrene, og estimationsresultatet er17


DIVL4692

DIVL4694

DIVL4696

(9)


DIVL4700

Variablen nbs er antallet af offentligt støttede boliger under opførelse. Ligning (9) forklarer altså ikke-støttet byggeri, flhn - .45-nbs, med ikke-støttet byggeri i foregående periode og et prisled. De laggede boliginvesteringer indgår, da byggeri tager tid, således at en del af det byggeri, der påbegyndes et år, fuldføres det næste. Prisleddet afspejler, at nybyggeri af boliger hvis salgsprisen på huse vokser relativt til enhedsomkostningerne forbundet med opførelse af nye huse, d.v.s. hvis det bliver relativt mere fordelagtigt at bygge nye huse. Standardafvigelsen (9) er godt 1.3 mldr. kr. i 1980 priser. Forudsigelsesfejlene (observeret minus værdi) er 1.4, -1.5 og .2 mldr. kr. i 1984, 85 og 86.18

Boligbeholdningen ultimo året, Kh, bestemmes i en dynamisk definitionsligning af primobeholdning,
og flhn. Udviklingen i phgk er i modellen bundet til udviklingen i
phk

Den grundlæggende tilpasningsmekanisme i boligmodellen fungerer på følgende



16. Estimeres (8) således frem til og med 1986 er alle parametre stort set uændrede bortset fra koefficienten til uih, der bliver numerisk 14% mindre.

17. d1973 og d76 er dummy-variabler. Begrundelsen for d1973 er den samme om for d72n i (8), mens d76 skyldes dels mimsen. dels den i juni 1975 indførte forlængelse af løbetiderne for særlige realkreditlån i enfamiliehuse påbegyndt inden 1/4 1976.

18. En svaghed ved relationerne (8) og (9) er, at de er estimeret på en ret kort periode. Prøver man at føre estimationens begyndelsesår længere tilbage i (9) fås imidlertid væsentlig ringere resultater. En forklaring herpå kan være. at det først ei fra omkring 1970 at boligmarkedet har fungeret efter de mekanismer modellen beskriver, mens det før var præget af kvantitative reguleringer. For prisrelationen gælder at en udvidet estimationsperiode resulterer i en væsentlig større indkomstelasticitet i boligefterspørgslen, hvilket ikke virker troværdigt.

Side 226

DIVL4718

Tabel 4. Virkninger af en permanent stigning i disponibel indkomst på 1%. (Periode: 1974-85)


DIVL4721

Tabel 5. Virkninger af en permanent stigning i obligationsrenten på I procentpoint. (Periode: 1974-85)

måde: En større boligefterspørgsel i periode t - som følge af f.eks. en indkomststigning eller et rentefald - medfører højere boligpris, da boligudbudet på kort sigt er uelastisk og givet ved primobeholdningen, og dermed større boliginvesteringer. Boligbeholdningenbliver større ved begyndelsen af periode t+l. Hvis stigningen i boligefterspørgslener vil boligbeholdningen gradvist nærme sig dette højere niveau, og boligprisen gradvist falde tilbage mod det oprindelige niveau. På langt sigt bestemmerboligefterspørgslen boligbeholdningen, da boliger er reproducerbare.

Elasticiteter i boligmodellen isoleret er vist i tabel 4 og 5. Efter 12 år er boligbeholdningens
1.35, mens semielasticiteten m.h.t. renten er -1.11.

IV. Finansiel sektormodel

I den finansielle sektormodel bestemmes en række finansielle variabler. Modellen er
bygget op omkring fordringsbalancerne for de enkelte delsektorer, således at budgetrestriktionerne
disse eksplicit inddrages og overholdes.

Afgrænsningen af delsektorerne er foretaget således, at der er en direkte korrespondance disse og nationalregnskabets institutionelle sektorer. I modellen indgår primært sektorer: Den private ikke-finansielle sektor, pengeinstitutter, nationalbank, stat, kommuner, udland samt en fondssektor bestående af pensionskasser, livsforsikringsselskaber offentlige fonde.

I sektormodellen bestemmes den private ikke-finansielle sektors netto-obligationsefterspørgsel,indskud lån i pengeinstitutter, lån i udlandet.pengeinstitutternes obligationsefterspørgselsamt indlåns- og udlånsrenten simultant. Tilpasningen på de enkelte markeder er dog beskrevet forskelligt. På obligationsmarkedet bestemmer udbud og efterspørgsel obligationsrenten, der således skaber ligevægt på markedet Derimod fastsættespengeinstitutternes

Side 227

sættespengeinstitutternesrentesatser ud fra de øvrige rentesatser, idet dog pengemarkedsrentener For den private ikke-finansielle sektor bestemmes ud fra de givne rentesatserstørrelsen indskud og udlån, der således bliver efterspørgselsbestemte. Også lån i udlandet er efterspørgselsbestemte.

Hovedprincippet i den dynamiske tilpasning er, at pengeinstitutterne reagerer hurtigt, den private ikke-finansielle sektor er mere træg. Således tilpasser pengeinstitutterne rentesatser og obligationsefterspørgsel fuldt ud inden for året. For den private ikke-finansielle sektors portefølje gælder, at obligationsefterspørgsel og -udbud samt pengeefterspørgsel ikke tilpasser sig renteniveauerne inden for året; sektorens tilpasning lån i pengeinstitutter og lån i udland er dog fuldstændig inden for året.

På obligationsmarkedet bestemmes obligationsrenten ud fra udbud og efterspørgsel efter obligationer. Den private ikke-finansielle sektors netto-obligationsefterspørgsel afhænger af obligationsrenten, indlånsrenten, og den finansielle nettoformue. Pengeinstitutternes afhænger af obligationsrenten, pengemarkedsrenten, pengeinstitutternes placeringspotentiale, nemlig indskud fra private minus udlån til private. Udlandets efterspørgsel efter obligationer er en funktion af obligationsrenten den tyske rente plus den forventede relative ændring i DM-kursen. De øvrige sektorers obligationsefterspørgsel er enten eksogene eller bestemt i enkle relationer.

Den private ikke-finansieiie sektors indskud i pengeinstitutterne afhænger af indlånsrenten, og den tyske rente (plus som ovenfor) samt af sektorens finansielle egenkapital. Lån i pengeinstitutterne er bestemt af udlånsrenten, den tyske rente (plus) samt af den finansielle egenkapital. Lån fra udlandet er bestemt af den finansielle

Pengeinstitutternes lån i nationalbanken er en funktion af obligations- og pengemarkedsrenten af pengeinstitutternes placeringspotentiale, jf. ovenfor. Pengeinstitutternes rentesatser, ind- og udlånsrenten, er bestemt af obligations- og pengemarkedsrenten.

De stokastiske relationer i den finansielle model er. i modsætning til den øvrige models
estimeret på kvartalsdata. De af disse relationer, der er specificeret dynamisk,
efterfølgende blevet ændret til årsniveau ved analytisk at skrive relationerne
4 kvartaler frem.

Litteratur

Banerjee. A., J.J. Dolado. D.F. Hendry og G.W. Smith. 1986. Exploring Equilibrium Relationships Econometrics Through Static Models: Some Monte Carlo Evidence. Oxford of Economics and Statistics, vol. 48. no. 3.

Blomgren-Hansen, N. og J.E. Knøsgaard. 1978. Boligmarkedet i den pengepolitiske transmissionsmekanisme. Tidsskrift nr. 3.

Dam. P. U. (red.). 1988. ADAM maj 1987 - en

oversigt. Arbejdsnotat nr. 23, Danmarks
Statistik.

Engle, R.F. og C.WJ. Granger. 1987. Co-Integration Error Correction: Representation, and Testing. Econometrica. vol. 55.

Engle, R.F. og B. S. Yoo. 1987. Forecasting and
Testing in Co-Integrated Systems. Journal of
Econometrics, vol. 35.

Heinesen, E. 1987a. The Relationship Between Private Consumption, Income and Wealth in Denmark. Notat, modelgruppen, Danmarks

Heinesen, E. 1987b. Privat forbrug og boliginvesteringer
ADAM, maj 1987. Notat modelgruppen,
Statistik.

Hickman, B.G. og R.M. Coen. 1976. An Annual
Growth Model of the US Economy. Amsterdam.

Modigliani, F. 1975. The Life Cycle Hypothesis of Saving Twenty Years Later. Optrykt i The Collected papers of Franco Modigliani. vol. 2, 1980. Cambridge, Massachusetts.



Hosted af Det Kongelige Bibliotek - Danmarks National Bibliotek og Københavns Universitets Bibliotek / Hosted by the Royal Library - National Library of Denmark and Copenhagen University Library