Essays in political economy

Cette thése relie trois articles sur l'économie politique. Ces articles analysent à la fois théoriquement et empiriquement si, et dans quelle mesure, trois phénomènes politiques différents (les partis politiques, les guerres civiles et les menaces externes), et leur interaction, influent sur les résultats économiques. Le premier chapitre étudie l'impact de la présence au pouvoir des politiciens de nouveaux partis politiques sur la taille du gouvernement. Le chapitre se concentre sur les municipalités colombiennes, où les nouveaux partis politiques ont été nombreux et fructueux au cours des dernières années. Les estimations par régressions sur discontinuité montrent que les dépenses publiques et les recettes fiscales sont significativement plus élevées dans les municipalités gouvernées par un maire d'un nouveau parti politique. En utilisant des informations sur la politique locale et des caractéristiques des nouveaux partis, je soutiens que ce résultat peut être expliqué par le fait qu'il y a moins d'information sur les politiciens de nouveaux partis que les politiciens des partis traditionnels. Le deuxième chapitre développe une nouvelle explication de l'impact des guerres civiles et des conflits interétatiques sur le state-building qui repose sur l'idée que les protagonistes de ces deux types de conflits peuvent avoir un lien (ethnique ou idéologique). Un premier résultat montre que la force de ce lien détermine si les conflits contre des adversaires internes (i.e. guerres civiles) ou des ennemis externes (i.e. conflits interétatiques) sont complémentaires ou se substituent, conduisant à plus ou moins d'investissement en capacité fiscale. La théorie prédit également un rôle non trivial de la stabilité politique dans la relation entre les deux types de conflits et la capacité fiscale: un deuxième résultat montre que, bien que la stabilité politique se traduit par moins de capacité fiscale, plus de stabilité n'implique pas plus de state-building. Leur équivalence dépend du niveau de cohésion des institutions. Un nouveau mécanisme par lequel plus de stabilité politique peut impliquer moins de state-building est proposé. En outre, il est démontré que des corrélations dans les données cross-country sont compatibles avec la théorie. Le troisième chapitre examine la relation entre la probabilité d'occurrence d'un conflit intérieur violent et le risque qu'un tel conflit "s'externalise" (c'est à dire se propage dans un autre pays en devenant un conflit interétatique). Je considère une situation dans laquelle un conflit interne entre un gouvernement et un groupe rebelle peut s'externaliser. Je montre que le risque d'externalisation augmente la probabilité d'un accord de paix, mais seulement si le gouvernement est suffisamment puissant par rapport aux rebelles, et si le risque d'externalisation est suffisamment élevé. Je montre comment ce modèle aide à comprendre les récents pourparlers de paix entre le gouvernement colombien et le groupe le plus puissant des rebelles dans le pays, les FARC.

Essays in macro finance and monetary economics

Les questions abordées dans les deux premiers articles de ma thèse cherchent à comprendre les facteurs économiques qui affectent la structure à terme des taux d'intérêt et la prime de risque. Je construis des modèles non linéaires d'équilibre général en y intégrant des obligations de différentes échéances. Spécifiquement, le premier article a pour objectif de comprendre la relation entre les facteurs macroéconomiques et le niveau de prime de risque dans un cadre Néo-keynésien d'équilibre général avec incertitude. L'incertitude dans le modèle provient de trois sources : les chocs de productivité, les chocs monétaires et les chocs de préférences. Le modèle comporte deux types de rigidités réelles à savoir la formation des habitudes dans les préférences et les coûts d'ajustement du stock de capital. Le modèle est résolu par la méthode des perturbations à l'ordre deux et calibré à l'économie américaine. Puisque la prime de risque est par nature une compensation pour le risque, l'approximation d'ordre deux implique que la prime de risque est une combinaison linéaire des volatilités des trois chocs. Les résultats montrent qu'avec les paramètres calibrés, les chocs réels (productivité et préférences) jouent un rôle plus important dans la détermination du niveau de la prime de risque relativement aux chocs monétaires. Je montre que contrairement aux travaux précédents (dans lesquels le capital de production est fixe), l'effet du paramètre de la formation des habitudes sur la prime de risque dépend du degré des coûts d'ajustement du capital. Lorsque les coûts d'ajustement du capital sont élevés au point que le stock de capital est fixe à l'équilibre, une augmentation du paramètre de formation des habitudes entraine une augmentation de la prime de risque. Par contre, lorsque les agents peuvent librement ajuster le stock de capital sans coûts, l'effet du paramètre de la formation des habitudes sur la prime de risque est négligeable. Ce résultat s'explique par le fait que lorsque le stock de capital peut être ajusté sans coûts, cela ouvre un canal additionnel de lissage de consommation pour les agents. Par conséquent, l'effet de la formation des habitudes sur la prime de risque est amoindri. En outre, les résultats montrent que la façon dont la banque centrale conduit sa politique monétaire a un effet sur la prime de risque. Plus la banque centrale est agressive vis-à-vis de l'inflation, plus la prime de risque diminue et vice versa. Cela est due au fait que lorsque la banque centrale combat l'inflation cela entraine une baisse de la variance de l'inflation. Par suite, la prime de risque due au risque d'inflation diminue. Dans le deuxième article, je fais une extension du premier article en utilisant des préférences récursives de type Epstein -- Zin et en permettant aux volatilités conditionnelles des chocs de varier avec le temps. L'emploi de ce cadre est motivé par deux raisons. D'abord des études récentes (Doh, 2010, Rudebusch and Swanson, 2012) ont montré que ces préférences sont appropriées pour l'analyse du prix des actifs dans les modèles d'équilibre général. Ensuite, l'hétéroscedasticité est une caractéristique courante des données économiques et financières. Cela implique que contrairement au premier article, l'incertitude varie dans le temps. Le cadre dans cet article est donc plus général et plus réaliste que celui du premier article. L'objectif principal de cet article est d'examiner l'impact des chocs de volatilités conditionnelles sur le niveau et la dynamique des taux d'intérêt et de la prime de risque. Puisque la prime de risque est constante a l'approximation d'ordre deux, le modèle est résolu par la méthode des perturbations avec une approximation d'ordre trois. Ainsi on obtient une prime de risque qui varie dans le temps. L'avantage d'introduire des chocs de volatilités conditionnelles est que cela induit des variables d'état supplémentaires qui apportent une contribution additionnelle à la dynamique de la prime de risque. Je montre que l'approximation d'ordre trois implique que les primes de risque ont une représentation de type ARCH-M (Autoregressive Conditional Heteroscedasticty in Mean) comme celui introduit par Engle, Lilien et Robins (1987). La différence est que dans ce modèle les paramètres sont structurels et les volatilités sont des volatilités conditionnelles de chocs économiques et non celles des variables elles-mêmes. J'estime les paramètres du modèle par la méthode des moments simulés (SMM) en utilisant des données de l'économie américaine. Les résultats de l'estimation montrent qu'il y a une évidence de volatilité stochastique dans les trois chocs. De plus, la contribution des volatilités conditionnelles des chocs au niveau et à la dynamique de la prime de risque est significative. En particulier, les effets des volatilités conditionnelles des chocs de productivité et de préférences sont significatifs. La volatilité conditionnelle du choc de productivité contribue positivement aux moyennes et aux écart-types des primes de risque. Ces contributions varient avec la maturité des bonds. La volatilité conditionnelle du choc de préférences quant à elle contribue négativement aux moyennes et positivement aux variances des primes de risque. Quant au choc de volatilité de la politique monétaire, son impact sur les primes de risque est négligeable. Le troisième article (coécrit avec Eric Schaling, Alain Kabundi, révisé et resoumis au journal of Economic Modelling) traite de l'hétérogénéité dans la formation des attentes d'inflation de divers groupes économiques et de leur impact sur la politique monétaire en Afrique du sud. La question principale est d'examiner si différents groupes d'agents économiques forment leurs attentes d'inflation de la même façon et s'ils perçoivent de la même façon la politique monétaire de la banque centrale (South African Reserve Bank). Ainsi on spécifie un modèle de prédiction d'inflation qui nous permet de tester l'arrimage des attentes d'inflation à la bande d'inflation cible (3% - 6%) de la banque centrale. Les données utilisées sont des données d'enquête réalisée par la banque centrale auprès de trois groupes d'agents : les analystes financiers, les firmes et les syndicats. On exploite donc la structure de panel des données pour tester l'hétérogénéité dans les attentes d'inflation et déduire leur perception de la politique monétaire. Les résultats montrent qu'il y a évidence d'hétérogénéité dans la manière dont les différents groupes forment leurs attentes. Les attentes des analystes financiers sont arrimées à la bande d'inflation cible alors que celles des firmes et des syndicats ne sont pas arrimées. En effet, les firmes et les syndicats accordent un poids significatif à l'inflation retardée d'une période et leurs prédictions varient avec l'inflation réalisée (retardée). Ce qui dénote un manque de crédibilité parfaite de la banque centrale au vu de ces agents.

Introduction

On imagine mal aujourd'hui un « spectacle » théâtral qui ne recourrait pas aux technologies de reproduction du son, c'est-à-dire à des « projections » sonores. Ce qui est aujourd'hui la règle était pourtant l'exception il y a moins d'un demi-siècle. Cette anecdote soulève des questions qui sont au coeur de la réflexion intermédiale : la place de la technologie et sa « naturalisation », le rôle des dispositifs, l'agentivité des « usagers », les rapports entre médias et médiations, l'institutionnalisation des pratiques médiatiques, etc. [...]

Strongly distance-balanced graphs and graph products

A graph G is strongly distance-balanced if for every edge uv of G and every i 0 the number of vertices x with d.x; u/ D d.x; v/ 1 D i equals the number of vertices y with d.y; v/ D d.y; u/ 1 D i. It is proved that the strong product of graphs is strongly distance-balanced if and only if both factors are strongly distance-balanced. It is also proved that connected components of the direct product of two bipartite graphs are strongly distancebalanced if and only if both factors are strongly distance-balanced. Additionally, a new characterization of distance-balanced graphs and an algorithm of time complexity O.mn/ for their recognition, wheremis the number of edges and n the number of vertices of the graph in question, are given

Dialog??ndo se resuelven los conflictos

resumen tomado del autor

La relación de poder : un enfoque psicosocial para el estudio de la organización escolar.

Comprobar si las variables método de enseñanza y centro de estudio tienen algún efecto sobre las actitudes y el estilo cognitivo de los sujetos. Establecer el grado en que el método y el tipo de centro afectan al clima social escolar. Estudiar el efecto del grado de dogmatismo o del maquiavelismo sobre las percepciones del clima social escolar. 100 sujetos distribuidos en cuatro grupos: 1. 28 sujetos del Bachillerato experimental; 2. 30 sujetos del BUP; 3. 23 sujetos del Bachillerato experimental de un centro de FP; 4. 25 sujetos de FP. En el diseño general las variables independientes son el tipo de centro, el método de enseñanza, maquiavelismo y dogmatismo. La variable dependiente es el clima social. El sexo se usa como variable clasificatoria. Se realizan otros dos diseños en los que maquiavelismo y dogmatismo son usados como variables dependientes. La variable clima social se compone de dos grupos de subvariables: criterios del clima social (implicación, afiliación, apoyo del profesor, competitividad) y dimensiones del clima social (relaciones, autorrealización y estabilidad). En la variable tipo de centro se diferencia entre: Instituto Nacional de Bachillerato e Instituto de Formación Profesional. Dentro del método: experimental y tradicional. Escala D de Rokeach para la medida del dogmatismo. Escala Mach IV para medir el maquiavelismo. Escala de clima social CES de Moos y Trickett, basado en las relaciones entre los miembros de la clase y en la estructura organizativa del aula. El método de enseñanza empleado resultó ser más influyente en el clima social que en el tipo de centro que sólo tuvo un efecto significativo sobre el control del profesor. No se encontraron efectos significativos de las variables de maquiavelismo y dogmatismo sobre los criterios del clima social estudiados. Sí resulta significativo el efecto conjunto de estas variables con la variable método de enseñanza. El maquiavelismo correlaciona negativamente y de forma significativa con la variable relaciones dentro del aula, lo cual parece confirmar la influencia del maquiavelismo, en una manera peculiar de organizar las informaciones relativas las interacciones sociales. Los estudios hechos a partir de la Psicología social se centran en aspectos de la interacción social dentro de la institución escolar frecuentemente descuidados en las investigaciones educativas. Aportaciones esenciales: facilitar la comprensión del proceso educativo y ofrecer soluciones posibles a la problemática de la organización escolar.

Robust Factor Analysis for Compositional Data

Factor analysis as frequent technique for multivariate data inspection is widely used also for compositional data analysis. The usual way is to use a centered logratio (clr) transformation to obtain the random vector y of dimension D. The factor model is then y = Λf + e (1) with the factors f of dimension k < D, the error term e, and the loadings matrix Λ. Using the usual model assumptions (see, e.g., Basilevsky, 1994), the factor analysis model (1) can be written as Cov(y) = ΛΛT + ψ (2) where ψ = Cov(e) has a diagonal form. The diagonal elements of ψ as well as the loadings matrix Λ are estimated from an estimation of Cov(y). Given observed clr transformed data Y as realizations of the random vector y. Outliers or deviations from the idealized model assumptions of factor analysis can severely effect the parameter estimation. As a way out, robust estimation of the covariance matrix of Y will lead to robust estimates of Λ and ψ in (2), see Pison et al. (2003). Well known robust covariance estimators with good statistical properties, like the MCD or the S-estimators (see, e.g. Maronna et al., 2006), rely on a full-rank data matrix Y which is not the case for clr transformed data (see, e.g., Aitchison, 1986). The isometric logratio (ilr) transformation (Egozcue et al., 2003) solves this singularity problem. The data matrix Y is transformed to a matrix Z by using an orthonormal basis of lower dimension. Using the ilr transformed data, a robust covariance matrix C(Z) can be estimated. The result can be back-transformed to the clr space by C(Y ) = V C(Z)V T where the matrix V with orthonormal columns comes from the relation between the clr and the ilr transformation. Now the parameters in the model (2) can be estimated (Basilevsky, 1994) and the results have a direct interpretation since the links to the original variables are still preserved. The above procedure will be applied to data from geochemistry. Our special interest is on comparing the results with those of Reimann et al. (2002) for the Kola project data

Arte Prerrománico Asturiano.

Guía didáctica sobre el prerrománico en Asturias dividiéndolo para su mejor estudio en tres etapas: 1.Estilo Alfonsí desde el 737 hasta el reinado de Alfonso II el Casto en 842; 2.Estilo Ramirense desde le reinado de Ramiro I en el 842 hasta el 866 reinando su hijo Ordoño I y 3 etapa desde el 866 al 916 reinando Alfonso III el Magno y años inmediatamente posteriores al traslado de la Corte de Oviedo a León. Se dan las características y luego se describen algunos de los monumentos prerrománicos más interesantes de cada uno de los estilos y para terminar se ofrece un vocabulario apoyado con dibujos de términos arquitectónicos utilizados en la guía.

Arte Románico en Asturias.

Ofrece una descripción del arte románico (entre los siglos X y XIII) en Asturias que presenta bastantes influencias del anterior arte prerrománico. El románico llega a Asturias con retraso y perdura más tiempo que en otros lugares. Se contemplan las características arquitectónicas románicas en Asturias y la decoración escultórica, dividiendo la región asturiana en zonas, destacando los edificios románicos más interesantes y fáciles de visitar de Oviedo y Siero, Villaviciosa, Teverga, Cangas de Onis, Avilés y Cabo Peñas y, por último, Oriente y Occidente. Se describen las características de esos edificios ofreciendo fotografías de los mismos y al final de la guía unos dibujos esquemáticos explicativos de las partes de que se componen: una iglesia románica asturiana, un arco de triunfo y abside (interior), una portada románica y una iglesia románica rural asturiana.

Rutas científicas : Asturias: la ruta del buen ambiente. Alumnado.

Resumen basado en la publicación

Agenda Escolar curso 2007-2008.

Resumen basado en la publicación

Agenda Escolar curso 2007-2008.

Resumen basado en la publicación

Testimonios de vida escolar en las Escuelas Selgas

Contiene: El antes y el despu??s (ca. 18 min) ; Testimonios de vida escolar (ca. 107 min) ; Entrega de placas conmemorativas (ca. 10 min)

El colegio de Alpartir, un espacio de convivencia

Seleccionado en la convocatoria: Ayudas para desarrollar proyectos de convivencia, Gobierno de Arag??n 2008-09

Proyecto intercentros de uso de las TICs en Educación Física.

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