|
w (s+jx) w (sx) |
w (s+j, x) ^ w (s, x) _ - _
который является дискретным аналогом времени модели уравнения (3) для
двух обучения, выравнивает s и s + j, принимая бесконечный горизонт. Когда v = 0
(никакие затраты обучения), или если затраты обучения незначительны,
plimfj = ePs — 1 постскриптум частоты повторения импульсов.
20
Это - исключая нормой ставки возвращения.
Предположим вместо этого, что агенты базируют их ожидания будущего дохода на различных уровнях обучения на средних профилях дохода для каждого уровня обучения, или на E (w\s, x). В этом случае, оценщика нормы возвращения дают полностью
^ E (w (s + j, x) \s, x) ^ E (w (s, x) \s, x) ул v =
/ j (Л _i_ ji\s-\-j-\-x / j (Л _i_ ji\s-\-x / j (Л _i_ армированный пластик \s-\-x
x=0 x=0 x=l
Если v = 0 и предположения Мясорубки держатся,
Если Ј ^ [ее ^'ж ^, ж] = E [eЈ (s
+:>'x} \s, x] для всего ж, тогда две суммы равны и plimfj = ePs —
1 как прежде. В этом специальном случае, используя w (s, x) = ехр (&ю
+ pss +
f30x +/31ж2) или E (w (s, x) \s, x) приведет к оценкам внутренней нормы возвращения, которые
являются асимптотически
эквивалентными. Однако, если E (eЈ (s+i'x ^\s, x) - более общая функция
s и ж, оценщики
исключая возвращением ставки будут отличаться.
В более общем случае, используя оценки E (w (s, x) \s, x) приводит к оцененной норме возвращения с пределом вероятности
plim f7 = e"» [М. (s, j)] 1/j - 1 и Постскриптум + - (Ј
где
oo
^
j) = ^ --------------------------------------------------------- . (8)
^ ePox+Pix2E (eAs'x} \s, x) (l + rI)-x
x=0
Этот оценщик будет большим чем постскриптум, если изменчивость в доходе больше для более образованных рабочих (то есть. М. (s, j)> 1) и меньший, если изменчивость больше для менее образованных рабочих (то есть. М. (s, j) <1). Если индивидуумы используют средний доход на данных уровнях обучения в формировании ожиданий, которые управляют их решениями обучения, этот оценщик является более соответствующим. Осмотр Фигуры 3 показывает, что, в молодых возрастах, изменчивость в доходе для низких групп образования наиболее высокая среди всех групп. Если бы дисконтирование доминирует над ростом заработной платы с опытом, мы ожидали бы что М. (s, j) <Я 26
26 Более широко, если v ф 0, то fj сходится к корню уравнения (7).
Пренебрежение этим сроком ведет на восходящий уклон, как предварительно обсуждено.
21
Эти вычисления предполагают, что агенты предсказывают неизвестный e (s, x) использующий (s, x). Если они также используют другой набор переменных q, то эти вычисления весь условны на q {f я = rj (q)), и мы должны были бы составить в среднем по q, чтобы получить среднее число исключая нормой ставки возвращения. Если агенты знают e (s, x) во время они делают их решения обучения, то исключая возвращением ставки и исключая почтовым возвращением те же самые, и fj теперь зависит от полного вектора "ударов", противостоящих агентам. Возвращения были бы тогда усреднены по распределению всех "ударов", чтобы вычислить средний ожидаемый доход по всем инвестициям. Из-за нелинейности уравнения имел обыкновение вычислять внутреннюю норму возвращения, норма возвращения, основанного на среднем профиле дохода - не та же самая как средняя норма возвращения. Таким образом, исключая ставкой и исключая почтовыми средними нормами возвращения уверены не согласиться.
Когда постскриптум изменяется по населению, эти результаты должны быть далее изменены. Предположите, что постскриптум изменяется поперек индивидуумов, что E (постскриптум) = постскриптум, и тот постскриптум независимы от x и e (s + j, x) для всего x, j. Также, примите v = 0 для экспозиционных целей. Использование удовлетворяло доход, w (s, x), вычислять внутренние нормы возвращения приводит к оценщику, fj, который удовлетворяет
plimfj = e^s — 1 Fd постскриптум.
Уважаемый посетитель!
Чтобы распечатать файл, скачайте его (в формате Word).
Ссылка на скачивание - внизу страницы.