Post on 07-Feb-2018
transcript
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei românesti
– o abordare VAR – VEC –
Stavre Ioan – Gabriel
Facultatea de Finante, Asigurări, Bănci si Burse de Valori, anul III
gabriel.stavre@gmail.com
Coordonatorul lucrării
Conf. univ. dr. Stoian Andreea
Rezumat.Modul de functionare a stimulilor fiscali poate afecta în sens negativ
mecanismul de ajustare normal al economiei, cu alte cuvinte spunem că suntem prinsi într-un
cerc vicios, dacă o serie de procese dăunătoare se perpetuează în mod reversiv. Obiectivul
prezentei lucrări este testarea cercurilor vicioase expuse de Croitoru & Târhoacă (1999),
folosind o metodologie de cointegrare. Autorii identifică 3 cercuri vicioase, cauzate de
conduita politicii fiscale în gestionarea deficitului bugetar: al economisirii, al politicii fiscale
si al economiei informale. În sens strict, respectiv cel impus de teoria expusă de autori, nu
putem confirma prezenta acestor cercuri la nivelul economiei noastre, cel putin cu prezenta
metodologie.
Cuvinte – cheie: cerc vicios, politică fiscală, economisire, competivitate, economie
informală.
Clasificare JEL: E62, B23.
Clasificare REL: 10B, 8K.
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Introducere
Modul de functionare a stimulilor fiscali poate afecta în sens negativ mecanismul de
ajustare normal al economiei. În acest sens, modul în care Guvernul decide să intervină în
piată poate perpetua o serie de procese dăunătoare reversive, spunem că suntem prinsi într-un
cerc vicios.
Putem considera un cerc vicios asemeni unui mecanism de transmitere cu
disfunctionalităti la nivelul rezultatelor finale, iar alimentatea acestui lant se realizează în mod
involuntar, scopul initial fiind de a ameliora efectele profund negative ce se înfiltrează în
economie.
Obiectivul prezentei lucrări este să testăm prezenta cercurilor vicioase expuse de Croitoru
& Târhoacă (1999). Autorii identifică 3 cercuri vicioase, cauzate de conduita politicii fiscale
în gestionarea deficitului bugetar: al economisirii, al politicii fiscale si al economiei
informale.
Utilitatea acestui studiu este în primul rând la nivelul decidentiilor politicii fiscale,
Guvern prin MFP, deoarece sunt însărcinati cu o anumită ramură a stabilitătii
macroeconomice (o parte semnificativa este atribuită si politicii monetare), iar constientizarea
unui cerc vicios ce actionează la nivelul economiei este primul pas în eliminarea componentei
care generează perpetuarea acestor erori în transmisie.
Elementele care sunt parte componentă a mecanismului vicios de transmitere sunt
modelate prin variabile explicative proxy si se verifică dacă există relatie de cointegrare dintre
ele. Este preferată această metodă, deoarece aceste cercuri vicioase sunt prezente până în
zilele noastre, potrivit lui Croitoru (2014). Deci, avem nevoie de exploatarea unei relatii între
variabile pe termen lung, de unde această decizie.
Dacă variabilele au trend stocastic comun, spunem că sunt cointegrare si putem aplica un
test de cointegrare pentru a determina numărul relatiilor. După ce acest pas este făcut,
construim modele de tip vector cu corectie al eroriilor (engl. Vector Error Correction Model –
VECM) si vom lua o decizie privind prezenta cercului vicios, în functie de o serie de
intrumente (pe care le vom descrie în sectiunea Metodologie si rezultate).
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Literatura de specialitate
Cercurile vicioase în care economia românească se află au fost descrise pentru prima dată
de Croitoru & Târhoacă (1999), acestia au observat că atunci când politica fiscală trebuie să
îsi reducă deficitul pentru a asigura echilibrul macroeconomic, acestia se bazează în primă
etapă pe cresterea impozitelor si taxelor, iar selectia cheltuielilor, functie de necesitate si
importantă este ocolită.
Economia României se afla într-o recesiune puternică în perioada 1997 – 1998, iar
politica fiscală si cea monetară nu au avut suficiente pârghii sau suficient de puternice pentru
a atenua declinul economic. Nu trebuie neglijat faptul că, în aceea perioadă, modificările
structurale aveau loc si nu erau implementare într-o manieră coerentă, ceea ce a determinat
perpetuarea recesiunii.
Printre modificările structurale putem aminti: avea loc trecerea către o economie de piată,
finantarea întreprinderilor publice nu mai era sustinută de BNR (cu precădere sectorul
agriculturii), deci subventii erau acordate de către Stat pentru a compensa creditul limitat,
consumul se afla în expansiune, iar firmele nu puteau face fată cererii interne, deci importurile
(atât de materie primă, cât si produse intermediare) erau principala sursă de comert, drept
urmare si deficitul de cont curent a înregistrat o cădere masivă, de unde nevoie de ajustare a
sectorului public ( Croitoru & Târhoacă (1999), Croitoru (2014)).
În cadrul prezentei lucrări, notiunea de sold trebuie privită ca diferentă între nivelul
economisirii si nivelul investitiilor . Astfel, când rata de economisire este inferioară
investitiilor avem deficit. Deficitul extern este reprezentat de contul curent, iar cel intern poate
fi împărtit în deficitul sectorului guvernamental si cel non-guvernamental.
Toate aceste modificări structurale au pus presiuni semnificative pe buget, iar pentru a
face fată plătiilor, cresterea impozitelor părea solutia cea mai rapidă (nu neapărat cea mai
eficientă, după cum vom vedea în continuare).
În aceste conditii, contrângerea deficitului era obligatorie din mai multe cauze Croitoru &
Târhoacă (1999)): (i) ipoteza echivalentei ricardiene nu se verifică (cresterea nivelului de
economisire în sectorul guvernamental este compensat cu aceeasi măsură de reducerea
economiilor în sectorul non – guvernamental)1; în linie cu reducerea deficitului public, (ii)
rata de dobândă reală se reduce, fără a influenta sectorul privat2, iar (iii) asigurarea
echilibrului macroeconomic presupune limitarea deficitului de cont curent, deoarece o
crestere a economisirii sectorului guvernamental, va reduce dezechilibrul extern, în conditiile
în care soldul sectorul privat rămâne neschimbat.
1 Printre explicaț ii regăsindu-se: restricț ii de credit, incertitudinea privind nivelul viitor al venitului ș i lipsa
unei viziuni forward – looking. 2 Croitoru & Târhoacă (1999) sunt de părere că sectorul privat nu este afectat de canalul ratei dobânzii, iar
efectul final este de creș tere a resurselor disponibile pentru investiț ii.
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Evidentele empirice privind echivalenta ricardiană sunt numeroase: Bonis & Paladini
(1998), Marinheiro (2001), Brittle (2009), Castro & Fernández (2009). Rezultatele acestora nu
sunt concludente si indică o prezentă slabă a echivalentei ricardiene. Studiile recente indică
argumente atât pentru validitatea ipotezei cât si pentru respingerea sa (vezi Olasunkanmi &
Akanni (2013) si Meissner & Rostam-Afschar (2014)).
Dacă reducerea deficitului atrage după sine reducerea ratei de dobândă, atunci putem
aduce in discutie un efect de crowd – in al investitiilor private. Dacă deficitul bugetar este
finantat din împrumuturi, atunci ratele de dobândă trebuie să crească pentru ca piata de capital
să ajungă la echilibru, astfel investitiile se reduc, ca urmare a acestei cresterii (efect de crowd
– out). Dacă în schimb deficitul stimulează economia, atunci investitorii devin optimisti si vor
investii mai mult (efect de crowd – in). De asemenea, dacă o crestere a defcitului este cauzată
de reducerea taxelor azi, este sincronizată cu o crestere a taxelor în viitor atunci ratele de
dobândă si nivelul investitiilor va rămâne neschimbat ( Bahmani-Oskooee & Economidou
(2006)).
Numerosi autori confirmă prezenta efectului de crow – out: Carrasco (1998), Heim
(2010). Alani (2006) infirmă acest efect, argumentul adus în discutie este faptul că rata de
dobândă nu este sensibilă la modificările deficitului, deoarece sunt afectate în principal de
piata internatională, fată de piata domestică, din cauza fenomenului de integrare financiară.
Mahmoudzadeh, Sadeghi & Sadeghi (2013) găsesc rezultate contradictorii pe grupuri de
tări diferite, astfel efectul deficitului bugetar asupra investitiilor private este negativ, în cazul
tărilor dezvoltate – efect de crowd – in, iar în cazul tărilor emergente este pozitiv – efect de
crowd – out, cu toate că rezultatul înregistrat este doar marginal.
Şen & Kaya (2014) realizează o analiză dezagregată a cheltuielilor publice (pe cazul
Turciei) si confirmă efectul de crowd – out la nivelul cheltuielilor curente, a cheltuielilor cu
dobânzile si la nivelul transferurilor curente , efectul de crowd – in este identificat la nivelul
cheltuielilor de capital.
Pentru USA, Huntley (2014) calculează o reducere a investitiilor private, în medie, cu 33
de centi, pentru fiecare dolar de deficit înregistrat.
Când are loc o reducere a deficitului ratele de dobândă reactionează marginal, iar
reducerea taxelor sau cresterea cheltuielilor guvernamentale determină o usoară crestere a
investitiilor private, ceea ce sugerează importanta multiplicatoriilor keynesisti în anularea
efectului de crowd – out ( Snyder (2011)); ceea ce este în linie cu presupunerea făcută de
Croitoru & Târhoacă (1999). Contrar presupunerii făcute de autori, Bérubé & Côté (2000)
demonstrează că printre determinanti pe termen lung ai economisirii se numără rata de
dobândă, deci sectorul privat este indus să reducă economisirea dacă are loc o crestere a ratei
de dobândă.
Pentru a întelege importanta ajustării soldului bugetar, în contextul macrostabilizării, vom
pleca de o serie de identităti contabile nationale (asemeni lui Pavelescu (2009)):
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Venitul (Y) prin metoda cheltuielilor poate fi scris astfel3: , iar
destinatiile venitului sunt consumul (C), economiile (S) si taxele ce trebuie plătite (T):
. Dacă egalăm cele 2 identităti, vom obtine:
, de unde ne rezultă deficitele gemene:
(A)
unde: SNG – soldul sectorului neguvernamental, SBG – soldul sectorului guvernamental,
iar SCC – soldul contului curent.
Pentru a asigura o stabilitate macroeconomică, în conditiile ipotetice în care SNG are
nivelul de -4% din PIB, iar obiectivul extern, respectiv nivelul SCC este dorit la -7% din PIB,
atunci SBG trebuie adus la un nivel de -3% din PIB. Guvernul trebuie să îsi reducă deficitul
până la 3%, altfel echilibrul extern va acoperi tot excesul (dacă deficitul bugetar este de 4%,
iar sectorul privat rămâne constant, dezechilibrul extern va ajunge la -8%).
În scopul lucrării noastre, ecuatia (A) poate fi scrisă functie de ratele de economisire si de
investire, totale si segmentate ( Croitoru (2014)):
(B)
unde:
– economiile sectorului public, respectiv privat si per total economie
– investitiile sectorului public, respectiv privat si per total economie
În continuare, vom descrie cele 3 cercuri vicioase expuse de Croitoru & Târhoacă (1999).
Cerc vicios al economisirii. Pentru a-si îndeplini obiectivul de stabilizare
macroeconomică, deficitul trebuie ajustat în conformitate cu sectorul privat. Dacă acest lucru
nu este posibil, iar eforturile de finantare sunt axate exclusiv pe cresterea taxelor, atunci
costurile dezechilibrului extern sunt directionate sectorului privat. Astfel, chiar dacă au reusit
să reducă din deficitul propriu, prin impunerea de noi taxe, acestea vor fi deposate de ele si
implicit de resurse necesare pentru investitii. În acest fel, competitivitatea lor nu poate fi
îmbunătătită, lucru de importantă maximă, în special când actionezi pe o piată cu concurentă
puternică (ne putem gândi aici la zona euro – principalul partener de comert exterior).
Încasările firmelor nu pot creste (sau cheltuielile de productie sunt relativ mari), iar
venitul disponibil al gospodăriilor se reduce, ceea ce duce la economisiri joase pentru sectorul
formal4; resursele financiare fiind limitate, vor duce la o crestere a ratelor de dobândă. Având
economisiri joase si rate ale dobânzilor ridicate, înclinatie către investitii scade. În aceste
3 Unde: I – investiț ii, G – cheltuieli guvernamentale, NX – soldul contului curent, NX=(X-M), unde X –
exporturi, M – importuri. 4 Entităț i care depun bilanț uri la Ministerul Finanț elor Publice, potrivit lui Croitoru (2014).
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
conditii, eforturile pentru modernizare si cresterea competitivitătii sunt amânate, iar aceasta
rămâne joasă. În consecintă cercul se reia. Toate aceste aspecte sunt sumarizate în figura 1.
Figură 1. Cerc vicios al economisirii
Sursa: Croitoru (2014)
Cercul vicios al economisirii este asociat recesiunii economice, iar scăderea soldului
privat trebuie contrabalansată de reducerea deficitului bugetar, până la nivelul consistent cu
sustenabilitatea pozitiei externe.
Alexiou (2002) demonstrează prezenta relatiei de cauzalitate inverse: nivelul investitiilor
influentează economiile, ceea ce explică o nouă directie a cercului vicios.
Cerc vicios al politicii fiscale. Consolidarea fiscală (reducerea deficitului bugetar până la
niveluri compatibile cu echilibrul extern) trebuie realizată într-o manieră ratională:
selectivitatea cheltuielilor publice, finantarea proiectelor de investitii publice care aduc fluxuri
importante si cresteri de taxe în corelatie cu presiunea fiscală.
Mecanismul vicios se declansează odată cu capacitatea redusă a Guvernului de a
rationaliza cheltuielile. Incapacitatea este favorizată (în sens negativ) de prezenta majoritară a
votantiilor depedenti de redistribuiri de la bugetul de Stat. În situatia dată a deficitului
sectorului privat, stabilizarea fiscală se realizează prin cresterea ratelor de impozitare si tăieri
aleatoare de cheltuieli. Efectele negative asupra cresterii economise se propagă pe 2 canale:
(i) resursele publice vor continua să se risipească pe scheme de securitate socială si programe
de asistentă socială nesustenabile, alături de promovarea proiectelor publice cu performante
financiare reduse (proiectele publice trebuiau să joace un rol central în dirijarea investitiilor,
tocmai pentru a sustine reforma structurală, dar orientările politice au în general ultimult
cuvânt ( Ramirez (1998)) si (ii) cresterea impozitelor afectează pozitia economică a firmelor,
în special când capacitatea de ajustarea la noile taxe este limitată. Deoarece se poate induce o
contractie economică, o nouă ajustare a deficitului este necesară, iar în conditiile în care
Competitivitate redusă
Economisiri joase
Rate de dobândă relativ înalte
Descurajează investițiile
Se amână eforturile firmelor pentru
creșterea competitivității
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
persoanele depedente de redistribuire sunt majoritatare, guvernul nu poate rationaliza
cheltuielile publice. Toate aceste aspecte sunt sumarizate în figura 2.
Figură 2. Cerc vicios al politicii fiscale
Sursa: Croitoru (2014)
Depedenta de redistribuire antrenează după singura variantă de ajustare a deficitului,
respectiv cresterea taxelor, astfel coruptia si neclaritatea drepturilor de proprietate sunt
întretinute, iar cercul vicios al economisirii este alimentat.
Cerc vicios al economiei informale. Cealaltă influentă negativă, ce rezultă din
capacitatea redusă a Guvernului de a selectiona cheltuielile este declansarea cercului vicios al
economiei informale. Pe măsură ce presiunea fiscală creste, în urma cresterii de taxe si
impozite, firmele decid să-ti mute activitatea în sectorul informal5. Expansiunea sectorului
informal determină reducerea bazei de impozitare si, în aparentă, gradul de colectare se
reduce. Cu o bază redusă si nevoia de stabilizare fiscală, se apelează la noi cresteri de
impozite, care măresc transferul firmelor în sectorul informal. Toate aceste aspecte sunt
sumarizate în figura 3.
Davis & Henrekson (2004) confirmă existenta unei relatii pozitive între nivelul taxării si
economia informală, în special în tările dezvoltate, cu un nivel al venitului ridicat.
Sectorul informal poate avea o contributie importantă la cresterea economică, dacă este
stimulat (prin simplitatea desfăsurării activitătii, egalitate în ceea ce priveste sistemul de
taxare sau încredere în autorităti că vor creea conditii prielnice pentru afaceri) să-si
formalizeze activitatea ( Wedderburn, Chiang & Rhodd (2012)).
5 Cuprinde gospodăriile ș i economia subterană ( Croitoru (2014)).
Guvernul nu reușește să raționalizeze
cheltuielile publice
Crește deficitul bugetar
Guvernul apelează la creșterea ratelor de
impozitare sau la tăieri aleatoare a
cheltuielilor
Este nevoie de o nouă ajustare a deficitului
bugetar
Votanții dependenți de redistribuire sunt
majoritari
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Figură 3. Cerc vicios al economiei informale
Sursa: Croitoru (2014)
Ihrig & Moe (2004) construiesc un model dinamic, care captează interactiunile principale
ale evaziunii si sunt de părere că cea mai bună măsură pentru reducerea sectorului informal
este reducerea taxelor. Cu toate acestea, Dessy & Pallage (2003) găsesc rezultate
neconcludente când se operează reduceri de taxe pentru extinderea sectorului formal,
deoarece măsura este fezabilă din punct de vedere teoretic.
Interactiunea dintre cele 3 cercuri vicioase este mentinută de prezenta cercului vicios al
politicii fiscale, componentă esentială în perpetuarea celorlalte 2 mecanisme vicioase:
incapacitatea ajustării fiscale afectează pozitia financiară a firmelor, ceea ce duce la
competivititate redusă si acapararea economisiriilor (cerc vicios al economisirii), dacă
sectorul privat nu poate acomoda cresterile de taxe, activitatea lor se va muta în economia
informală (cerc vicios al economiei informale).
Transformarea în cercuri virtuoae se poate înfiripa prin limitarea cercului vicios al
politicii fiscale, prin măsuri expuse de Dumitru (2014):
Tolerantă zero la evaziunea fiscală
Restructurarea ANAF ( Ordóñez (2014) identifică cresterea productivitătii muncii pe
măsură ce actiunile antifraudă sunt îmbunătătite)
Reducerea birocratiei si costurilor de conformare la plata taxelor
Transparentizarea totală a cheltuielilor bugetare pentru stimularea conformării
voluntare
Inclusiv nivelului educatiei si constientizarea efectelor negative trebuie să joace un rol
important în reducerea econonmiei subterane ( Ela (2013)).
Creșterea taxelor
Povara fiscală devine mare
Firmele decid să migreze în sectorul
informal
Baza de impozitare se reduce
Se reduce gradul de colectare (în
aparență)
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Metodologie si rezultate
Metodologia abordată este similară lui Chiarini, Marzano & Schneider (2013). Autorii
vorbesc despre un cerc vicios între presiunea fiscală si nivelul evaziunii, dar prezenta acestuia
la nivelul Italiei nu este confirmat. Procedura folosită implică modele VAR/ VEC, folosind
date trimestriale. În mod similar, Nisar & Tufail (2013) folosesc relatii de cointegrare si
VECM pentru a verifica dacă remitentele sunt un determinant al inflatiei si dacă confirmă un
cerc vicios al cresterii preturilor;
Pentru a testa prezenta celor 3 cercuri vicioase trebuie să realizăm un model conceptual al
acestora, care să respecte influentele variabilelor si interactiunile dintre cercuri, fundamentul
teoretic fiind dezvoltat în sectiunea anterioară. Analizând literatura de specialitate, am decis
să contruiesc o ecuatie pentru fiecare cerc vicios, folosind variabile proxy care pot explica
interactiunile descrise. Forma liniară a cercurilor vicioase este prezentată de ecuatiile (1) –
(3):
(1)
(2)
(3)
Tabelul 1 oferă explicatii pentru fieare variabilă din ecuatiile expuse mai sus.
Tabel 1. Descrierea variabilelor
Variabilă Explicatie Modalitate de calcul
Sold sector privat
Diferenta dintre soldul contului curent si soldul
bugetar, raportat la nivelul PIB nominal
Indice de competitivitate Costul unitar cu forta de muncă (ULC) normalizat
la nivelul productivitătii (W)
Rata de dobândă reală pentru
împrumuturile contractate de companii
non-financiare
Rata de dobândă nominală ajustată pentru inflatie,
folosind formula lui Fischer
Sold bugetar Diferenta dintre total venituri si total cheltuieli,
raportat la nivelul PIB nominal
Indicator al discretionarismului politicii
fiscale
Raport între cheltuielile de capital si nivelul
transferurilor
Nivelul economiei informale Suma din evaziunea fiscală la TVA, impozit pe
venit si impozit pe profit.
Termeni reziduali Obtinuti în urma estimării prin OLS si sunt
specifici fiecărei ecuatii
Rata de taxare implicită totală
Se calculează după identitatea:
,
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Rata de taxare implicită a profitului
Rata de taxare implicită a venitului
Rata de taxare implicită a TVA-ului
Ponderi specifice Ponderi alocate în functie de contributia la
formarea veniturilor bugetare
Ecuatia (1) descrie cercul vicios al economisirii. Indicatorul de competitivitate (ULCW)
reprezintă un raport între costul unitar cu forta de muncă (ULC) si productivitate (W), un
astfel de raport a fost utilizat de Negriț oiu (2010) si Georgescu (2013), pentru a descrie
competitivitatea firmelor românesti si este în linia cu 2 piloni ai indicatorul de competitivitate
global calculat de Schwab & Sala-i-Martín (2014)6.
Pentru a capta presiunea costurilor de finantare utilizăm ratele de dobândă practicate de
bănci pentru firme (RNFIN). Ne-am decis să folosim forma reală pentru a sublina si mai mult
orientarea fondurilor spre investitii, întrucât investitiile sunt mai sensibile la valoarea reală a
costului.
Cercul vicios al politicii fiscale este contruit în jurul ecuatiei (2): soldul bugetar este
influentat de votantii dependenti de redistribuire, pe o vom aproxima printr-un raport între
cheltuielile de capital si nivelul transferurilor totale (DISCR). Indicatorul de discretionarism
trebuie privit ca o măsură a cheltuielulor de natură performantă, practic în ce măsură cresc/
scad transferurile, respectiv cheltuielile pentru capital si cum acestea influentează nivelul
soldului bugetar (nu în sensul de stabilizatori fiscali si cheltuieli dicretionare care afectează
ciclul economic, cum este expus, spre exemplu, de Dinga, Ionescu & Pădurean (2010)).
Ultima ecuatie descrie cercul vicios al economiei informale: nivelul acestui sector (IES)
este explicat de rata de taxare implictă totală (ITR) – o medie ponderată între ratele de taxare
implicite ale TVA, Impozit pe Venit si Impozit pe Profit.
Elementul care tine cont de interactiunea dintre ecuatii (cercuri) este prezenta ITR în
fiecare ecuatie, ceea ce este conform cu modul în care cercul vicios al politicii fiscale
alimentează celelalte 2 cercuri. Tinând cont de aceste lucruri, tabelul 2 descrie valoarea
teoretică a parametrilor.
6 Per total România ocupă locul 59, iar pe pilonul de eficienț ă locul 50.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
18%
22%
19%
24%
40%
16%
38%
25%
16%
1 9 9 5 - 1 9 9 8 1 9 9 8 - 1 9 9 9 2 0 0 0 - 2 0 0 9 2 0 1 0 - 2 0 1 4 1 9 9 5 - 2 0 0 4 2 0 0 5 - 2 0 1 4 1 9 9 5 - 1 9 9 9 2 0 0 0 - 2 0 0 4 2 0 0 5 - 2 0 1 4
T V A IM P O Z IT P E V E N IT IM P O Z IT P E P R O F IT
Tabel 2. Valoare teoretică a coeficientilor din cele 3 ecuatii
Parametru Semn asteptat*
Cerc vicios al economisirii
(+/-)
(-)
(-)
(-)
Cerc vicios al politicii fiscale
(+/-)
(+)
(-)
Cerc vicios al economiei informale (+/-)
(+)
*Potrivit teoriei expuse de Croitoru & Târhoacă (1999)
Pentru determinarea unei măsuri a economiei informale (pe cele 3 segmente) vom folosi
o abordare similară Consiliu Fiscal (2013): vom determina baza de impozitate teoretică
agregată, vom aplica cota legală (figura 4 prezintă evolutia acestor cote) si vom compara cu
nivelul impozitului respectiv colectat de stat. O valoare pozitiva va indica prezenta evaziunii
fiscale. Trebuie precizat faptul că nivelul economiei informale astfel determinat nu este o
masură precisă, deoarece nu tine cont de anumite deduceri. Cu toate acestea trebuie avut in
vedere scopul pentru care se determină, respectiv ne intereseaza trendul variabilei, mai putin
rigurozitatea seriei rezultate. Moduri alternative de estimare a economiei informale sunt
expuse de Georgiou (2007): o abordare este cea monetară, cea a tranzactiilor etc.
Figura 4. Evolutia cotelor statutare de TVA, impozit pe venit si a impozitului pe profit
Sursa: Taxation trends in the European Union (2014)
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Bazele agregate sunt extrase din conturile nationale, folosind 2 modalităti de calcul a
PIB: (i) prin metoda cheltuielilor vom extrage consumul final (fiind baza teortica pentru
TVA) si (ii) metoda veniturilor ne furnizează excedentul brut din exploatare – EBE (baza
pentru impozitul pe profit) si nivelul agregat al remunerării salariatiilor (baza pentru impozitul
pe venit).
O dificultate a fost intalnita la separarea impozitul pe venituri (profit si venit), deoarece
seria este înregistrată în mod aditiv. Pentru remediere am extras pondrile anuale si le-am
aplicat pentru toate cele 4 trimestre din anul respectiv, iar valorile trimestriale ale impozitul
total agregat pe cele 2 a fost împărtit. Valorile anuale fiind furnizate de Taxation trends in the
European Union (2014).
Seriile de date utilizate au frecventa trimestrială si cuprind perioada 1995Q1 – 2014Q3.
Tabelul 3 prezintă ce date date au fost utilizate pentru realizarea aplicatiei, iar anexa 1 oferă
informatii suplimentare.
Tabel 3. Serii de date utilizate
Variabilă Serie de date Transformări aplicate Sursa
Diferenta între SCC si SBG
Normalizat la nivelul PIB
ajustat sezonier -
Real labour productivity per person (W) si Nominal
unit labour cost based on persons (ULC) - EUROSTAT
Dobânzi active pentru clienti nebancari si inflatia
anuală IPC - BNR, INS
Sold bugetar
Ajustat sezonier si
normalizat la nivelul PIB
ajustat sezonier
EUROSTAT
Coduri EUROSTAT: pentru cheltuielile de capital –
P5_K2 si pentru nivelul total al transferurilor –
D9PAY, D7PAY, D62_D6311_D63121_D63131
Ajustat sezonier EUROSTAT
Coduri EUROSTAT: pentru TVA – D2111REC si
impozit total pe venit – D5REC
Logaritmare pentru niveul
total si ajustare sezonieră
pentru subcomponente
-
Pentru EBE: Operating surplus and mixed income,
gross Ajustat sezonier EUROSTAT
Pentru remunerarea salariatiilor - Compensation of
employees Ajustat sezonier EUROSTAT
Consum final Ajustat sezonier INS
Desigur, pentru a testa prezenta acestor cercuri puteau fi folosite seriile de date originale
propuse de cei 2 autori. Dar, frecventa acestora este mică, iar acuretea estimării devenea
nesemnificativă (mai ales dacă stăm să ne gândim că pentru o estimare simplă OLS este
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
nevoie de minim 20 de observatii, iar pentru fiecare variabilă nou introdusă se mai pierde un
grad de libertate).
În continuare vom descrie modelul econometric, plecând de o relatie simplă cu 2
variabile ( Wooldridge (2002), Gujarati (2004), Greene (2007), Brooks (2008), Agung
(2009), Dougherty (2011)):
(C)
Pentru început folosim procedura Engle – Granger în 2 etape: (i)determinăm dacă
sunt integrabile de ordin 1 (adică testăm dacă au o rădăcină unitară, printr-un test de
stationaritate). Dacă ambele sunt I(1), atunci estimăm prin OLS relatia de cointegrare (C) si
(ii) testăm dacă seria de reziduri ( ) este stationară7. În conditiile în care seria este I(0),
atunci este stationară si putem afirma că între poate exista o relatie de cointegrare.
OLS are tendinta de a genera reziduri uniforme, de aceea vom aplica, pe lângă testul de
stationaritate, testul Johansen de cointegrare, pentru a determina numărul de relatii de
cointegrare.
Un model ECM este folosit pentru a modela variabile care sunt non-stationare, dar
cointegrate si cuantifică atât efectul pe termen scurt, cât si influenta pe termen lung. În
continuare contruim 2 modele cu corectie al eroriilor (ECM) pe cele 2 variabile, cu un număr
de p laguri:
unde:
– relatia de cointegrare
– constante (termen liber)
– parametrii care cuantifică impactul pe termen scurt
– parametrii care cuantifică efectul de ajustare al deviatiei de la echilibru (relatia
de cointegrare); arată cât din dezechilibru se corectează la fiecare perioadă8
– parametrul care cuantifică impactul pe termen lung
, – termeni de eroare
- operator de diferentă
7 Seria ( ) reprezintă , sunt estimatori.
8 Dacă termenul din dreapta al relaț iei de cointegrare este mai mare, pe termen scrut parametrul va acț iona la
reducerea variabilei pentru a se acomoda la nivelul relaț iei de echilibru.
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
După cum anuntă titlul, obiectivul lucrării este testarea cercurilor vicioase, mai exact
avem nevoie de modalităti de verificare a rezultatelor obtinute, pe care le vom compara cu
teoria descrisă de fiecare cerc vicios.
Evaluarea constă într-o serie de intrumente: în primul rând vom realiza o comparatie de
semn, astfel estimăm coeficientii din fiecare relatie contruită (prin OLS), dar si coeficientii
din relatia de cointegrare rezultată în urma implementării VECM si îi comparăm cu valoare
teoretică extrasă din cele 3 cercuri vicioase.
În al doilea rând, vom analiza coeficientul relatiei de cointegrare din fiecare VECM (doar
ecuatiile expuse în modelul teoretic) si urmărim viteza de revenire la echilibru. O ajustare
lentă sau rapidă, fată de ceilalti coeficienti, verifică proprietătiile modelului conceptual si
indică validitatea sau respingerea unor ipoteze a cercului vicios.
O altă modalitate (cea de-a treia) este să urmărim interlegătura dintre cercuri, respectiv să
vedem dacă variabila comună (respectiv ITR) este semnificativă. În aces sens, aplicăm testul
Wald pentru toti coeficientii (4 în fiecare vector), cu ipoteza că sunt egali cu zero (statistic).
Ultima modalitate de infirmare sau confirmare a prezentei cercurilor vicioase este analiza
graficelor cu functiile de impuls-răspuns (IRF). Modul în care variabila se manifestă la
diverse socuri trebuie să verifice latura teoretică a cercurilor. Vom spune că cercul vicios
actionează asupra economiei, dacă IRF-urile au substratul teoretic expus în prima parte a
lucrării. Astfel, avem 4 moduri prin care putem lua decizia în ceea ce priveste prezenta unor
mecanisme vicioase la nivelul economiei noastre.
Analiza econometrică a fost implementată folosind programul Eviews 7.0.
Testul de stationaritate ADF (engl. Augmented Dickey-Fuller test) a fost calculat pe
fiecare optiune în parte (Intercept, Trend and intercept si None).
Tabel 4. Test ADF de stationaritate pentru variabile utilizate
Variabilă Intercept Trend and intercept None Ordin de
integrare
0,0431 0,7027 0,1637
I(1)
0,3009 0,937 0,9509 I(1)
0,2828 0,4465 0,1365 I(1)
0,1449 0,3916 0,1236 I(1)
0,0074 0,0027 0,1448 I(1)
0,0148 0,0751 0,3889 I(1)
0,9541 0,2809 0,9998 I(1)
H0: variabila are o rădăcină unitară
Notă: În cadrul acestui tabel sunt expuse probabilitătiile asociate testelor, iar valorile îngrosate si de culoare
rosie indică respingerea ipotezei nule, pentru un prag de semnificatie de 10%.
Sursa:Calcule proprii
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Cu 4 exceptii, testul ADF indică ordin de integrare comun 1 pentru toate variabilele (tabel
4); ceea ce înseamnă non-stationaritatea seriilor de date, deci putem să cercetăm existenta
unei relatii pe termen lung.
În cea de-a doua etapă vom estima cele 3 ecuatii folosind OLS (engl. Ordinary Least
Squares) si vom test pentru stationaritate reziduul estimat.
Tabel 5. Rezultatele estimării prin OLS
Parametru Coeficient estimat Prob(t-statistic) DW
Cerc vicios al
economisirii
-0,1024 0,0102
1,48% 0,4982
0,0259 0,1295
-0,0424 0,3895
0,5848 0,1262
Cerc vicios al
politicii fiscale
-0,0498 0,0119
2,66% 0,7367 -0,0386 0,1527
0,3200 0,1248
Cerc vicios al
economiei
informale
12,2421 0,0000
18,22% 0,0746
-34,3878 0,0001
Sursa:Calcule proprii
Ecuatia 3 prezintă coeficienti semnificativi si raport de determinare ajustat maxim ( ),
celelalte 2 prezintă semnificatie doar la nivelul constantei, iar puterea de explicitare este
redusă (tabel 5).
Pentru a creste gradul de acuratete ar procedurii în 2 etape, am apelat la 2 teste de
stationaritate pentru variabila reziduală.
Tabel 6. Test ADF si PP de stationaritate pentru variabila reziduală
ADF PP Ordin de
integrare Variabilă Intercept Trend and
intercept None Intercept
Trend and
intercept None
0,0204 0,0839 0,0013 0,0205 0,0845 0,0013 I(0)
0,1395 0,3794 0,0151 0,0009 0,0057 0,0000 I(0)
0,5394 0,0000 0,1252 0,6626 0,0000 0,1575 I(0)
H0: variabila are o rădăcină unitară
Notă: În cadrul acestui tabel sunt expuse probabilitătiile asociate testelor, iar valorile îngrosate si de culoare
rosie indică respingerea ipotezei nule, pentru un prag de semnificatie de 10%.
Sursa:Calcule proprii
Ambele teste indică stationaritate la nivelul reziduului, deci putem confirma existenta
unei relatii de cointegrare, la nivelul fiecărei ecuatii. OLS are tendinta de a genera reziduri
uniforme, de aceea vom aplica, pe lângă testul de stationaritate, testul Johansen de
cointegrare.
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Au fost testate relatiile de cointegrare până la 4 lag-uri, pentru a capta influenta anuală.
Anexa 2 prezintă aceste rezultate. Potrivit testului Trace si testului Maximum Eigenvalue
putem conchide existenta unei relatii de cointegrare, la nivelul lag-ului 4, pentru fiecare set de
variabile din ecuatiile (1) – (3).
În continuare au fost implementate 3 modele VEC, fiecare cu 4 laguri si cu o singură
relatie de cointegrare (vezi anexa 3).
Din estimarea simplă OLS si relatia de cointegrare, ne-au rezultat valori pentru
parametrii, astfel doar 3 coeficientiti au semnul corect, iar cercul vicios al politicii fiscale nu
are niciunul conform cu teoria (tabel 7).
Tabel 7. Semnul coeficientilor estimati din cele 3 ecuatii si valoarea teoretică
Pa
ram
etru
Semn
asteptat*
Estimare
OLS
Este conform
coeficientul?
Relatia de
cointegrare
Este conform
coeficientul?
Cerc vicios
al
economisirii
(+/-) (-) - (+) -
(-) (+) NU (-) DA
(-) (-) DA (+) NU
(-) (+) NU (+) NU
Cerc vicios
al politicii
fiscale
(+/-) (-) - (+) -
(+) (-) NU (-) NU
(-) (+) NU (+) NU
Cerc vicios
al economiei
informale
(+/-) (+) - (+) -
(+) (-) NU (+) DA
*Potrivit teoriei expuse de Croitoru & Târhoacă (1999)
Sursa: Calcule proprii
Pentru robustetea rezultatelor, coeficientii au fost estimati recursiv pentru a vedea gradul
de modificare al semnului, pe măsură ce noi observatii sunt adăugate. La un anumit moment
fiecare coeficient a atins valoare teoretică, de aceea am aplicat un test de stabilitate a
coeficientiilor (i.e. testul CUSUM) si observăm că cercul vicios al economiei informale nu a
avut o evolutia stabilă, cu toate că si-a păstrat valoare negativă aproximativ pe tot orizontul de
estimare (vezi anexa 4).
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Tabelul 7 prezintă relatia de cointegrare specifică fiecărui cerc vicios si viteza de ajustare.
Tabel 7. Relatiile de cointegrare si coeficientul de ajustare a dezechilibrului
Relatia de cointegrare
Coeficient de
ajustare a
dezechilibrului
Cerc vicios al
economisirii 0,002467
Cerc vicios al
politicii fiscale 0,115597
Cerc vicios al
economiei
informale
0,055786
Sursa:Calcule proprii
Valoare relativ ridicată a coeficientului de ajustare, specific cercului vicios al politicii
fiscale indică o ajustare rapidă a dezechilibrului cu 11%, în timp ce ceilalti 2 coeficienti
actionează lent. Soldul sectorului privat se ajustează sub 1% în decursul unui trimestru.
Rigiditatea sectorului privat verifică ipoteza enuntată de Croitoru & Târhoacă (1999), practic
prin coeficientul relatiei de cointegrare se demonstrează gradul de ajustare redus al sectorului
privat. De asemenea, sectorul public are viteza de ajustare cea mai mare, ceea ce nu este
conform cu capacitatea redusă a Guvernului de a ajusta deficitul pentru a nu induce
distorsiuni. Sectorul informal se ajustează si el greu, dar mai rapid decât cel formal.
După ce a fost format un sistem din fiecare VECM, prima ecuatia (cea care cuprinde
varibila depedentă din modelul teoretic) a fost estimată prin OLS si asupra coeficientiilor ITR
a fost aplicat testul Wald pentru a vedea semnificatia variabilei comune si a testa ipoteza care
leagă cele 3 cercuri vicoase, respectiv cresterea taxelor declansează cercul vicios al politicii
fiscale, care va alimenta celelalte 2 cercuri (tabel 8, anexa 3).
Tabel 8. Testul Wald pentru coeficientii ITR din fiecare ecuatie
Tip test Probabilitate asociată Se respinge H0?
Cerc vicios al economisirii F-statistic 0,4742 NU
Chi-pătrat 0,4669 NU
Cerc vicios al politicii fiscale F-statistic 0,6351 NU
Chi-pătrat 0,633 NU
Cerc vicios al economiei
informale F-statistic 0,8721 NU
Chi-pătrat 0,8733 NU
Observatie: H0: Toti coeficientii sunt egali cu zero
Sursa:Calcule proprii
Niciun coeficient nu este semnificativ, deci nu influentează pe termen scurt evolutia
variabilei depedente (SNG, SBG, respectiv IES)
Ultima modalitate de evaluarea a prezentei cercului vicios este analiza graficelor cu
functiile de impuls-răspuns (vezi anexa 5).
Pentru cercul vicios al economisirii:
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
ULCW: Un soc pozitiv pe indicatorul de competitivitate, ceea ce corespunde unei
cresteri a costurilor cu forta de muncă sau a reducerii productivitătii, determină în
primele trimestre reducerea soldului, ulterior însă determină cresterea soldului, deci
firmele vor economisii mai mult, ceea ce nu este conform cu reducerea soldului ca
urmare a pierderii de competitivitate.
RNFIN: Cresterea ratei de dobândă determină cresterea soldului, deci într-o manieră
firmele nu mai investesc si se preferă economisirea, dar acest lucru contravine ipotezei
expuse de cei 2 autori.
ITR: Soldul se reduce atunci când are loc un soc în nivelul taxării. După 20 de
trimestre socul este absorbit (potrivit definitiei date de autori acest lucru se respectă).
Pe impulsul cumulat seriile se comportă relativ identic. Ce mai este de remarcat: cu
putine exceptii (ITR si RNFIN) socurile nu sunt absorbite si rămân permanente.
Pentru cercul vicios al politicii fiscale:
DISCR: Cresterea indicatorului de discretionarism, pe termen scurt (2 trimestre)
determină reducerea soldului, dar pe tot orizontul de analiză scăderea este generală,
ceea ce contravine teoriei cercului vicios.
ITR: Inclusiv pe componenta taxării, soldul creste ca urmare a cresterii ITR, dar
efectul permanent este minuscul.
Din analiza acestor functii cercul vicios al politicii fiscale nu se verifică.
Pentru cercul vicios al economiei informale:
ITR: Cu toate că în prima rundă se înregistrează o scădere a evaziunii fiscale, pe
termen lung sectorul informal este în expansiune, ceea ce verifică ipoteza teoretică,
deci cercul se respectă.
Pentru a lua o decizie în urma evaluării, vom centraliza rezultele în tabelul 9.
Tabel 9. Prezenta cercului vicios – modalităti de verificare
Semnul
coeficientiilor
Viteza de
ajustare
Interlegătura cu variabila
comuncă (ITR)
Analiza
IRF
Cerc vicios al
economisirii Este prezent
4 Este prezent Nu este prezent
Este
prezent1
Cerc vicios al politicii
fiscale Nu este prezent
Nu este
prezent Nu este prezent
Nu este
prezent
Cerc vicios al
economiei informale Este prezent
3 Este prezent
2 Nu este prezent
Este
prezent
1) este prezent doarece răspunul soldului la socul taxării este cel corect, deci cercul vicios este alimentat.
2) decizia de a intra în sectorul informal se face mai repede decât viteza de ajustare a sectorului formal.
3) cel putin coeficientul relatiei de cointegrare are semnul corect.
4) coeficientul ITR este singurul care nu se confirmă, dar poate fi acceptat deoarece analiza IRF confirmă acest
aspect.
Sursa:Calcule proprii
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
În baza metodologiei de evaluare, rezultatele obtinute au decizii diverse:
interlegătura cu ITR, pe termen scurt, nu confirmă prezenta niciunui cerc vicios, acest
lucru poate fi explicat de faptul că aceste mecanisme vicioase sunt relatii persistente
pe termen lung;
vitezele de ajustare indică o capacitate ridicată a sectorului public de a se ajusta
relatiei pe termen lung, lucru ce poate fi explicat de faptul că analiza s-a efectuat pe
date trimestriale, iar obiceiul ordonatoriilor de credite este de a consuma aceste
fonduri în ultimul trimestru sau din cauza măsurilor ce se adoptă relativ rapid, fată de
capacitatea sectorului formal de a se ajusta;
cercul vicios al economisrii si cercul vicios al economiei informale este confirmat de 3
dintre metode;
în schimb, toate metodele resping prezenta cercului vicios al politicii fiscale;
Concluzii
În baza metodologiei folosite si a măsurilor de evaluare prezentate putem conchide
prezenta cercurilor vicioase sub 2 aspecte calitative: dacă ignorăm conditia de interlegătura
dintre cele 3 cercuri vicioase, adică confirmarea cercului vicios al politicii fiscale si ne
focusăm pe evaluarea individuală, în sens slab, cercul vicios al economisirii si cercul vicios al
economiei informale sunt prezente.
Pe de altă parte, în sens strict, respectiv în sensul impus de teoria autorilor, nu putem
confirma prezenta niciunui cerc vicios la nivelul economiei noastre, cel putin cu prezenta
metodologie, deoarece catalizatorul, presiunea exercitată de conduita politicii fiscale, nu a fost
adeverită.
Nu trebuie uitat faptul că această lucrare este doar un prim pas în testarea, de
manufactură econometrică, a prezentei cercurilor vicioase expuse de Croitoru & Târhoacă
(1999) si, de altfel, prima care încearcă să testeze acest lucru. De aceea, într-o lucrare viitoare
ne propunem în primul rând rafinarea variabilelor proxy folosite, iar în al doilea rând
retestarea cercurilor vicioase cu noi metodologii.
Desi cele 3 cercuri nu au fost confirmate (în sens strict), recomandarea pentru decidentii
de politică fiscală este valabilă: constientizarea unui cerc vicios ce actionează la nivelul
economiei este primul pas în eliminarea componentei care generează perpetuarea acestor erori
în transmisie.
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Bibliografie
Agung, IGN 2009, Time Series Data Analysis Using Eviews, John Wiley & Sons, Singapore.
Alani, EMAA 2006, 'Crowding-Out And Crowding-In Effects Of Government Bonds Market
On Private Sector Investment (Japanese Case Study)', Institute of Developing
Economies - Discussion Paper, no. 74.
Alexiou, C 2002, 'An econometric investigation Into the Macroeconomic Relationship
Between Invesment and Saving: Evidence from EU Region', Queen Mary, Univesity of
London - Working Papers, no. 455.
Bahmani-Oskooee, M & Economidou, C 2006, 'Do budget deficits crowd in or crowd out
private investment: evidence from Europe', International Journal of Public Policy, vol
1, no. 3.
Bérubé, G & Côté, D 2000, 'Long-Term Determinants of the Personal Savings Rate:
Literature Review and Some Empirical Results for Canada', Bank of Canada Working
Paper, no. 3.
Bonis, VD & Paladini, R 1998, 'Fiscal Adjustments in Europe and Ricardian Equivalence',
BNL Quarterly Review, no. 206.
Brittle, SA 2009, 'Fiscal policy and private saving in Australia: Ricardian equivalence, twin
deficits and broader policy inferences', Univestity of Wollongong Thesis Collections.
Brooks, C 2008, Introductory Econometrics for Finance, 2nd edn, Cambridge University
Press, New York.
Carrasco, M 1998, 'Crowding Out and Government Spending', University Avenue
Undergraduate Journal of Economics, vol 2, no. 1.
Castro, FD & Fernández, JL 2009, 'The Relationship Between Public And Private Saving In
Spain: Does Ricardian Equivalence Hold?', Banco de Espana - Documentos de Trabajo,
no. 0923.
Chiarini, B, Marzano, E & Schneider, F 2013, 'Tax rates and tax evasion: an empirical
analysis of the long-run aspects in Italy', European Journal of Law and Economics, vol
35, no. 2, pp. 273-293.
Consiliu Fiscal 2013, 'Raport Anual', Consiliu Fiscal, Consiliu Fiscal, Bucuresti.
Croitoru, L 2014, 'Cercul Vicios al Politicii Fiscale', Studii BNR.
Croitoru, L & Târhoacă, C 1999, 'Fiscal Policy in Romania', RCEP Working Papers, no. 14.
Davis, SJ & Henrekson, M 2004, 'Tax Effects on Work Activity, Industry Mix and Shadow
Economy Size: Evidence from Rich-Country Comparisons', NBER Working Papers, no.
10509.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Dessy, S & Pallage, S 2003, 'Taxes, Inequality and the Size of the Informal Sector', Journal of
Development Economics, vol 70, no. 1, pp. 225-233.
Dinga, E, Ionescu, C & Pădurean, E 2010, 'Discretionary Policy Versus Nondiscretionary
Policy In The Economic Adjustment Process', Romanian Journal of Economic
Forecasting, vol 4, no. 13, pp. 184-207.
Dougherty, C 2011, Introduction to Econometrics, Four edn, Oxford University Press.
Dumitru, I 2014, '2 cercuri vicioase in domeniul fiscal-bugetar', Cercurile vicioase si
cercurile virtuoase în economia românească, BNR, Bucuresti.
Ela, M 2013, 'An Assessment on the Relationship Between Informal Economy and
Educational Level in Turkey', International Journal of Economics and Financial Issues,
vol 3, no. 4, pp. 910-922.
Georgescu, F 2013, 'Criza Financiară internatională: Cauze si Solutii', Criza Financiară
internatională: Cauze si Solutii, BNR, Arad.
Georgiou, GM 2007, 'Measuring the Size of the Informal Economy: A Critical Review',
Central Bank of Cyprus - Working Papers Series, no. 1.
Greene, WH 2007, Econometric Analysis, Sixth edn, Prentice Hall.
Gujarati, DN 2004, Basic Econometrics, Four edn, McGraw-Hill.
Heim, J 2010, 'Do Government Deficits Crowd Out Consumer And Investment Spending?',
Journal of the Academy of Business and Economics, vol 10, no. 3.
Huntley, J 2014, 'The Long-Run Effects of Federal Budget Deficits on National Saving and
Private Domestic Investment', Congressional Budget Office - Working Paper Series, no.
2.
Ihrig, J & Moe, KS 2004, 'Lurking in the Shadows: The informal sector and government
policy', Journal of Development Economics, vol 73, no. 2, pp. 541-557.
Mahmoudzadeh, M, Sadeghi, S & Sadeghi, S 2013, 'Fiscal Spending and Crowding out
Effect: A Comparison between Developed and Developing Countries', Institutions and
Economies, vol 5, no. 1, pp. 31-40.
Marinheiro, CF 2001, 'Ricardian Equivalence: an Empirical Application to the Portugese
Economy', Center for Economic Studies - Discussions Paper Series, no. 12.
Meissner, T & Rostam-Afschar, D 2014, 'Do tax cuts increase consumption? An experimental
test of Ricardian Equivalence', School of Business & Economics - Discussion Paper, no.
16.
Negritoiu, M 2010, 'Competitivitatea - O Abordare Microeconomică', BNR, Bucuresti.
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Nisar, A & Tufail, S 2013, '65An Analysis of Relationship between Remittances and Inflation
in Pakistan', Zagreb International Review of Economics & Business, vol 16, no. 2, pp.
19-38.
Olasunkanmi, OI & Akanni, OP 2013, 'Testing the Validity of Ricardian Equivalence
Hypothesis in Nigeria', International Journal of Business and Economic Research, vol
1, no. 1.
Ordóñez, JCL 2014, 'Tax collection, the informal sector, and productivity', Review of
Economic Dynamics, vol 17, no. 2, pp. 262-268.
Pavelescu, F-M 2009, 'Savings-Investments Relationship in an Open Economy', Revista
Romana de Economie, vol 29, no. 2, pp. 85-106.
Ramirez, MD 1998, 'Does public investment enhance productivity growth in Mexico? A
cointegration analysis', Eastern Economic Journal, vol 24, no. 1, pp. 63-82.
Schwab, K & Sala-i-Martín, X 2014, 'The Global Competitiveness Report', World Economic
Forum, World Economic Forum, Geneva.
Snyder, TC 2011, 'Do federal budget deficits cause crowding out? ', Research in Business and
Economics Journal , vol 4, no. 1.
Şen, H & Kaya, A 2014, 'Crowding-Out or Crowding-In? Analyzing the Effects of
Government Spending on Private Investment in Turkey ', PANOECONOMICUS, no. 6,
pp. 631-651.
Taxation trends in the European Union 2014, 'EUROSTAT Statistical Books', Taxation and
Customs Union, EUROSTAT.
Wedderburn, C, Chiang, EP & Rhodd, R 2012, 'The informal economy in Jamaica: Is it
feasible to tax this sector?', Journal of International Business and Cultural Studies, vol
6.
Wooldridge, J 2002, Introductory Econometrics: A Modern Approach, 2nd edn, South-
Western.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Anexe
Anexa 1. Variabile utilizate
Figura 5. Prezenta sezonalitătii în seriile de date utilizate
0
2,500
5,000
7,500
10,000
12,500
15,000
Q1 Q2 Q3 Q4
CHK by Season
0
40,000
80,000
120,000
160,000
Q1 Q2 Q3 Q4
CONSF by Season
0
40,000
80,000
120,000
160,000
Q1 Q2 Q3 Q4
EBE by Season
0
1,000
2,000
3,000
4,000
5,000
Q1 Q2 Q3 Q4
IPRF by Season
0
2,500
5,000
7,500
10,000
12,500
15,000
Q1 Q2 Q3 Q4
ITVA by Season
0
2,000
4,000
6,000
8,000
Q1 Q2 Q3 Q4
IVEN by Season
0
50,000
100,000
150,000
200,000
Q1 Q2 Q3 Q4
PIB by Season
-.6
-.4
-.2
.0
.2
.4
Q1 Q2 Q3 Q4
RNFIN by Season
-20,000
-15,000
-10,000
-5,000
0
5,000
Q1 Q2 Q3 Q4
SBG by Season
-25,000
-20,000
-15,000
-10,000
-5,000
0
5,000
Q1 Q2 Q3 Q4
SCC by Season
-20,000
-15,000
-10,000
-5,000
0
5,000
10,000
Q1 Q2 Q3 Q4
SNG by Season
0
5,000
10,000
15,000
20,000
25,000
30,000
Q1 Q2 Q3 Q4
TRANS by Season
0
20
40
60
80
100
120
Q1 Q2 Q3 Q4
ULC by Season
40
60
80
100
120
140
Q1 Q2 Q3 Q4
W by Season
0
20,000
40,000
60,000
80,000
Q1 Q2 Q3 Q4
Means by Season
WAGES by Season
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Figura 6. Seria originală si seria ajustată sezonier
0
2,000
4,000
6,000
8,000
10,000
12,000
14,000
16,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
CHKFinal seasonally adjusted series
0
20,000
40,000
60,000
80,000
100,000
120,000
140,000
160,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
CONSFFinal seasonally adjusted series
0
20,000
40,000
60,000
80,000
100,000
120,000
140,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
EBEFinal seasonally adjusted series
0
1,000
2,000
3,000
4,000
5,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
IPRFFinal seasonally adjusted series
0
2,000
4,000
6,000
8,000
10,000
12,000
14,000
16,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
ITVAFinal seasonally adjusted series
0
1,000
2,000
3,000
4,000
5,000
6,000
7,000
8,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
IVENFinal seasonally adjusted series
0
40,000
80,000
120,000
160,000
200,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
PIBFinal seasonally adjusted series
-20,000
-16,000
-12,000
-8,000
-4,000
0
4,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
Final seasonally adjusted seriesSBG
-24,000
-20,000
-16,000
-12,000
-8,000
-4,000
0
4,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
SCCFinal seasonally adjusted series
-20,000
-15,000
-10,000
-5,000
0
5,000
10,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
SNGFinal seasonally adjusted series
0
5,000
10,000
15,000
20,000
25,000
30,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
Final seasonally adjusted seriesTRANS
40
50
60
70
80
90
100
110
120
130
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
WFinal seasonally adjusted series
0
10,000
20,000
30,000
40,000
50,000
60,000
70,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
WAGESFinal seasonally adjusted series
0
20
40
60
80
100
120
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
ULCFinal seasonally adjusted series
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Figura 7. Variabile calculate
Figura 8. Nivelul economiei informale (dezagregat si total) si seria recompusă9
9 În anul 2005 s-a renunț at la sistemul de cote progresive pentru impozitul pe venit, de unde ruptura structurală,
astfel seria a fost recompusă astfel încât să îș i pătreze trendul.
.0
.1
.2
.3
.4
.5
.6
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
DISCR
.00
.04
.08
.12
.16
.20
.24
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
ITR ITRC ITRK ITRL
-.16
-.12
-.08
-.04
.00
.04
.08
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
SBG SCC SNG
0
20
40
60
80
100
120
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
1.0
1.2
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
ULC_SA W_SA ULCW
0
4,000
8,000
12,000
16,000
20,000
24,000
28,000
32,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
IES_SBREAK IES_PRF
IES_TVA IES_VEN
0
4,000
8,000
12,000
16,000
20,000
24,000
28,000
32,000
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
IES IES_PRF
IES_TVA IES_VEN
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Anexa 2. Testul de cointegrare Johansen
H0: Variabilele nu sunt cointegrate
Sursa: Calcule proprii
Trace Maximum Eigenvalue
Lagu
ri
Prob
(None)
Prob
(At
most 1)
Prob
(At
most 2)
Prob
(At
most 3)
Prob
(None)
Prob
(At
most 1)
Prob
(At
most 2)
Prob
(At
most 3)
Relatii de
cointegrare
Cerc vicios al
economisirii
1 0,1649 0,5383 0,4345 0,2000 0,1569 0,7367 0,5311 0,2000 0
2 0,2143 0,4275 0,3814 0,2468 0,3208 0,6371 0,4331 0,2468 0
3 0,0002 0,0717 0,1395 0,1345 0,0005 0,2234 0,2028 0,1345 1
4 0,0000 0,0089 0,0785 0,1402 0,0000 0,0420 0,1110 0,1402 2
Cerc vicios al politicii
fiscale
1 0,0469 0,1058 0,0356 - 0,1824 0,2999 0,0356 - 1
2 0,0705 0,1169 0,0140 - 0,2538 0,4997 0,0140 - 0
3 0,0050 0,0270 0,0093 - 0,0617 0,1822 0,0093 - 3
4 0,0007 0,0284 0,0117 - 0,0072 0,1671 0,0117
1
Cerc vicios al
economiei informale
1 0,0003 0,0609 - - 0,0006 0,0609 - - 1
2 0,0004 0,1579 - - 0,0005 0,1579 - - 1
3 0,0020 0,3255 - - 0,0015 0,3255 - - 1
4 0,0115 0,3337 - - 0,0096 0,3337 - - 1
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Anexa 3. Rezultatele VECM pentru cele 3 cercuri vicioase
Cerc vicios al economisirii
Tabel 10. VECM
Vector Error Correction Estimates
Date: 04/14/15 Time: 13:10
Sample (adjusted): 1996Q2 2014Q3
Included observations: 74 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
SNG(-1) 1.000000
ULCW(-1) 0.321897
(0.71003)
[ 0.45335]
RNFIN(-1) -21.07180
(2.72877)
[-7.72207]
ITR(-1) -68.05321
(16.1194)
[-4.22181]
C 6.818864
Error Correction: D(SNG) D(ULCW) D(RNFIN) D(ITR)
CointEq1 -0.002467 0.004040 0.020117 0.000323
(0.00214) (0.00419) (0.00284) (0.00076)
[-1.15424] [ 0.96452] [ 7.08272] [ 0.42500]
D(SNG(-1)) -0.260879 0.238381 -0.199226 -0.067218
(0.12155) (0.23818) (0.16150) (0.04316)
[-2.14635] [ 1.00084] [-1.23361] [-1.55735]
D(SNG(-2)) -0.047921 0.272892 0.026912 -0.032443
(0.12548) (0.24589) (0.16673) (0.04456)
[-0.38190] [ 1.10980] [ 0.16141] [-0.72810]
D(SNG(-3)) 0.101292 0.310390 0.099712 -0.010493
(0.12456) (0.24409) (0.16550) (0.04423)
[ 0.81321] [ 1.27164] [ 0.60248] [-0.23722]
D(SNG(-4)) -0.189278 0.143412 0.210376 0.060140
(0.11179) (0.21906) (0.14853) (0.03970)
[-1.69321] [ 0.65467] [ 1.41637] [ 1.51499]
D(ULCW(-1)) -0.011681 0.054230 -0.005646 -0.046928
(0.06857) (0.13438) (0.09111) (0.02435)
[-0.17035] [ 0.40357] [-0.06197] [-1.92717]
D(ULCW(-2)) -0.046213 0.051592 0.042310 -0.019312
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
(0.06946) (0.13611) (0.09229) (0.02466)
[-0.66534] [ 0.37905] [ 0.45846] [-0.78297]
D(ULCW(-3)) 0.114000 -0.091164 0.076126 0.003459
(0.06730) (0.13189) (0.08943) (0.02390)
[ 1.69382] [-0.69122] [ 0.85126] [ 0.14472]
D(ULCW(-4)) -0.045570 -0.084557 0.121684 -0.008828
(0.06844) (0.13411) (0.09093) (0.02430)
[-0.66588] [-0.63052] [ 1.33821] [-0.36325]
D(RNFIN(-1)) 0.033937 -0.055129 0.437410 -0.031387
(0.06952) (0.13623) (0.09237) (0.02469)
[ 0.48816] [-0.40466] [ 4.73529] [-1.27140]
D(RNFIN(-2)) -0.141048 0.205601 0.196301 0.006425
(0.08632) (0.16915) (0.11469) (0.03065)
[-1.63404] [ 1.21548] [ 1.71154] [ 0.20960]
D(RNFIN(-3)) 0.124636 -0.151558 0.371851 0.004996
(0.07067) (0.13848) (0.09390) (0.02509)
[ 1.76373] [-1.09444] [ 3.96028] [ 0.19908]
D(RNFIN(-4)) -0.063992 0.138669 0.033428 -0.000921
(0.07002) (0.13721) (0.09304) (0.02486)
[-0.91391] [ 1.01061] [ 0.35930] [-0.03706]
D(ITR(-1)) -0.622853 0.108274 0.429537 -0.559433
(0.43365) (0.84979) (0.57619) (0.15399)
[-1.43631] [ 0.12741] [ 0.74547] [-3.63286]
D(ITR(-2)) 0.023152 -0.659143 2.420874 -0.394273
(0.42904) (0.84075) (0.57007) (0.15236)
[ 0.05396] [-0.78399] [ 4.24664] [-2.58786]
D(ITR(-3)) -0.523252 0.359636 4.102294 -0.283511
(0.50010) (0.98001) (0.66449) (0.17759)
[-1.04629] [ 0.36697] [ 6.17356] [-1.59642]
D(ITR(-4)) -0.196537 -0.203744 2.372103 -0.041357
(0.45837) (0.89822) (0.60904) (0.16277)
[-0.42878] [-0.22683] [ 3.89485] [-0.25408]
C 0.001202 0.011841 -0.002375 0.000323
(0.00313) (0.00613) (0.00416) (0.00111)
[ 0.38388] [ 1.93017] [-0.57103] [ 0.29085]
R-squared 0.303000 0.130952 0.763902 0.377662
Adj. R-squared 0.091410 -0.132867 0.692229 0.188737
Sum sq. resids 0.029867 0.114694 0.052730 0.003766
S.E. equation 0.023094 0.045256 0.030686 0.008201
F-statistic 1.432018 0.496371 10.65822 1.999012
Log likelihood 184.1554 134.3719 163.1239 260.7699
Akaike AIC -4.490686 -3.145187 -3.922266 -6.561348
Schwarz SC -3.930238 -2.584739 -3.361818 -6.000900
Mean dependent 0.001181 0.011802 -0.002076 -0.000270
S.D. dependent 0.024228 0.042519 0.055312 0.009105
Determinant resid covariance (dof adj.) 5.53E-14
Determinant resid covariance 1.81E-14
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Log likelihood 750.6833
Akaike information criterion -18.23468
Schwarz criterion -15.86835
Caseta 1. Sistemul rezultat din VECM
D(SNG) = C(1)*( SNG(-1) + 0.321896629874*ULCW(-1) - 21.0717950084*RNFIN(-1) -
68.0532079471*ITR(-1) + 6.81886382465 ) + C(2)*D(SNG(-1)) + C(3)*D(SNG(-2)) + C(4)*D(SNG(-3)) +
C(5)*D(SNG(-4)) + C(6)*D(ULCW(-1)) + C(7)*D(ULCW(-2)) + C(8)*D(ULCW(-3)) + C(9)*D(ULCW(-
4)) + C(10)*D(RNFIN(-1)) + C(11)*D(RNFIN(-2)) + C(12)*D(RNFIN(-3)) + C(13)*D(RNFIN(-4)) +
C(14)*D(ITR(-1)) + C(15)*D(ITR(-2)) + C(16)*D(ITR(-3)) + C(17)*D(ITR(-4)) + C(18)
D(ULCW) = C(19)*( SNG(-1) + 0.321896629874*ULCW(-1) - 21.0717950084*RNFIN(-1) -
68.0532079471*ITR(-1) + 6.81886382465 ) + C(20)*D(SNG(-1)) + C(21)*D(SNG(-2)) + C(22)*D(SNG(-
3)) + C(23)*D(SNG(-4)) + C(24)*D(ULCW(-1)) + C(25)*D(ULCW(-2)) + C(26)*D(ULCW(-3)) +
C(27)*D(ULCW(-4)) + C(28)*D(RNFIN(-1)) + C(29)*D(RNFIN(-2)) + C(30)*D(RNFIN(-3)) +
C(31)*D(RNFIN(-4)) + C(32)*D(ITR(-1)) + C(33)*D(ITR(-2)) + C(34)*D(ITR(-3)) + C(35)*D(ITR(-4)) +
C(36)
D(RNFIN) = C(37)*( SNG(-1) + 0.321896629874*ULCW(-1) - 21.0717950084*RNFIN(-1) -
68.0532079471*ITR(-1) + 6.81886382465 ) + C(38)*D(SNG(-1)) + C(39)*D(SNG(-2)) + C(40)*D(SNG(-
3)) + C(41)*D(SNG(-4)) + C(42)*D(ULCW(-1)) + C(43)*D(ULCW(-2)) + C(44)*D(ULCW(-3)) +
C(45)*D(ULCW(-4)) + C(46)*D(RNFIN(-1)) + C(47)*D(RNFIN(-2)) + C(48)*D(RNFIN(-3)) +
C(49)*D(RNFIN(-4)) + C(50)*D(ITR(-1)) + C(51)*D(ITR(-2)) + C(52)*D(ITR(-3)) + C(53)*D(ITR(-4)) +
C(54)
D(ITR) = C(55)*( SNG(-1) + 0.321896629874*ULCW(-1) - 21.0717950084*RNFIN(-1) -
68.0532079471*ITR(-1) + 6.81886382465 ) + C(56)*D(SNG(-1)) + C(57)*D(SNG(-2)) + C(58)*D(SNG(-
3)) + C(59)*D(SNG(-4)) + C(60)*D(ULCW(-1)) + C(61)*D(ULCW(-2)) + C(62)*D(ULCW(-3)) +
C(63)*D(ULCW(-4)) + C(64)*D(RNFIN(-1)) + C(65)*D(RNFIN(-2)) + C(66)*D(RNFIN(-3)) +
C(67)*D(RNFIN(-4)) + C(68)*D(ITR(-1)) + C(69)*D(ITR(-2)) + C(70)*D(ITR(-3)) + C(71)*D(ITR(-4)) +
C(72)
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Tabel 11. Estimare OLS a ecuatiei 1 din sistemul prezentat în caseta 1
Dependent Variable: D(SNG)
Method: Least Squares
Date: 04/14/15 Time: 13:13
Sample (adjusted): 1996Q2 2014Q3
Included observations: 74 after adjustments
D(SNG) = C(1)*( SNG(-1) + 0.321896629874*ULCW(-1) - 21.0717950084
*RNFIN(-1) - 68.0532079471*ITR(-1) + 6.81886382465 ) + C(2)
*D(SNG(-1)) + C(3)*D(SNG(-2)) + C(4)*D(SNG(-3)) + C(5)*D(SNG(-4))
+ C(6)*D(ULCW(-1)) + C(7)*D(ULCW(-2)) + C(8)*D(ULCW(-3)) + C(9)
*D(ULCW(-4)) + C(10)*D(RNFIN(-1)) + C(11)*D(RNFIN(-2)) + C(12)
*D(RNFIN(-3)) + C(13)*D(RNFIN(-4)) + C(14)*D(ITR(-1)) + C(15)
*D(ITR(-2)) + C(16)*D(ITR(-3)) + C(17)*D(ITR(-4)) + C(18)
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C(1) -0.002467 0.002138 -1.154240 0.2533
C(2) -0.260879 0.121545 -2.146350 0.0362
C(3) -0.047921 0.125480 -0.381900 0.7040
C(4) 0.101292 0.124558 0.813212 0.4195
C(5) -0.189278 0.111787 -1.693206 0.0960
C(6) -0.011681 0.068572 -0.170352 0.8653
C(7) -0.046213 0.069457 -0.665343 0.5086
C(8) 0.114000 0.067303 1.693824 0.0959
C(9) -0.045570 0.068435 -0.665879 0.5082
C(10) 0.033937 0.069520 0.488162 0.6273
C(11) -0.141048 0.086319 -1.634041 0.1079
C(12) 0.124636 0.070666 1.763730 0.0832
C(13) -0.063992 0.070020 -0.913908 0.3647
C(14) -0.622853 0.433649 -1.436309 0.1565
C(15) 0.023152 0.429038 0.053963 0.9572
C(16) -0.523252 0.500104 -1.046286 0.2999
C(17) -0.196537 0.458366 -0.428779 0.6697
C(18) 0.001202 0.003131 0.383882 0.7025
R-squared 0.303000 Mean dependent var 0.001181
Adjusted R-squared 0.091410 S.D. dependent var 0.024228
S.E. of regression 0.023094 Akaike info criterion -4.490686
Sum squared resid 0.029867 Schwarz criterion -3.930238
Log likelihood 184.1554 Hannan-Quinn criter. -4.267116
F-statistic 1.432018 Durbin-Watson stat 1.866668
Prob(F-statistic) 0.156805
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Tabel 12. Testul Wald aplicat coeficientiilor ITR
Wald Test:
Equation: EC1_SNG_VECM_WALD
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 0.893110 (4, 56) 0.4742
Chi-square 3.572441 4 0.4669
Null Hypothesis: C(14)=C(15)=C(16)=C(17)=0
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(14) -0.622853 0.433649
C(15) 0.023152 0.429038
C(16) -0.523252 0.500104
C(17) -0.196537 0.458366
Restrictions are linear in coefficients.
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Cerc vicios al politicii fiscale
Tabel 13. VECM
Vector Error Correction Estimates
Date: 04/14/15 Time: 14:21
Sample (adjusted): 1996Q2 2014Q3
Included observations: 74 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
SBG(-1) 1.000000
DISCR(-1) 0.724969
(0.14277)
[ 5.07778]
ITR(-1) -0.176526
(0.91521)
[-0.19288]
C -0.169962
Error Correction: D(SBG) D(DISCR) D(ITR)
CointEq1 -0.115597 -0.212035 0.044058
(0.04065) (0.17752) (0.01684)
[-2.84393] [-1.19444] [ 2.61662]
D(SBG(-1)) -0.498323 -0.670599 0.137856
(0.12282) (0.53641) (0.05088)
[-4.05726] [-1.25017] [ 2.70951]
D(SBG(-2)) -0.302063 -0.321739 0.224307
(0.14862) (0.64908) (0.06157)
[-2.03242] [-0.49568] [ 3.64336]
D(SBG(-3)) -0.149777 0.681000 0.125816
(0.16028) (0.69999) (0.06639)
[-0.93448] [ 0.97288] [ 1.89498]
D(SBG(-4)) -0.174132 1.191951 0.032334
(0.12815) (0.55968) (0.05309)
[-1.35880] [ 2.12969] [ 0.60909]
D(DISCR(-1)) 0.088117 -0.382095 0.004115
(0.03451) (0.15072) (0.01430)
[ 2.55329] [-2.53510] [ 0.28786]
D(DISCR(-2)) 0.052787 -0.133680 -0.007382
(0.03368) (0.14709) (0.01395)
[ 1.56733] [-0.90883] [-0.52913]
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
D(DISCR(-3)) 0.061393 -0.088388 -0.013023
(0.03075) (0.13432) (0.01274)
[ 1.99621] [-0.65806] [-1.02220]
D(DISCR(-4)) 0.022514 -0.075591 -0.010341
(0.02757) (0.12041) (0.01142)
[ 0.81657] [-0.62775] [-0.90538]
D(ITR(-1)) 0.240793 0.178899 -0.757784
(0.31261) (1.36528) (0.12950)
[ 0.77026] [ 0.13103] [-5.85171]
D(ITR(-2)) 0.151961 -0.657873 -0.475721
(0.36468) (1.59269) (0.15107)
[ 0.41669] [-0.41306] [-3.14906]
D(ITR(-3)) 0.436899 1.017316 -0.352478
(0.33718) (1.47259) (0.13968)
[ 1.29574] [ 0.69084] [-2.52354]
D(ITR(-4)) 0.094603 0.512411 -0.253234
(0.28911) (1.26266) (0.11976)
[ 0.32721] [ 0.40582] [-2.11443]
C 0.000405 -0.002451 -0.000652
(0.00212) (0.00924) (0.00088)
[ 0.19144] [-0.26532] [-0.74391]
R-squared 0.373144 0.337117 0.444891
Adj. R-squared 0.237325 0.193492 0.324617
Sum sq. resids 0.019578 0.373415 0.003359
S.E. equation 0.018064 0.078890 0.007483
F-statistic 2.747360 2.347209 3.698992
Log likelihood 199.7836 90.69633 264.9997
Akaike AIC -5.021179 -2.072874 -6.783776
Schwarz SC -4.585275 -1.636970 -6.347872
Mean dependent 9.18E-05 -0.001671 -0.000270
S.D. dependent 0.020684 0.087845 0.009105
Determinant resid covariance (dof adj.) 9.88E-11
Determinant resid covariance 5.27E-11
Log likelihood 560.6720
Akaike information criterion -13.93708
Schwarz criterion -12.53596
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Caseta 2. Sistemul rezultat din VECM
D(SBG) = C(1)*( SBG(-1) + 0.724969486763*DISCR(-1) - 0.176526184208*ITR(-1) - 0.169962102436 )
+ C(2)*D(SBG(-1)) + C(3)*D(SBG(-2)) + C(4)*D(SBG(-3)) + C(5)*D(SBG(-4)) + C(6)*D(DISCR(-1)) +
C(7)*D(DISCR(-2)) + C(8)*D(DISCR(-3)) + C(9)*D(DISCR(-4)) + C(10)*D(ITR(-1)) + C(11)*D(ITR(-2))
+ C(12)*D(ITR(-3)) + C(13)*D(ITR(-4)) + C(14)
D(DISCR) = C(15)*( SBG(-1) + 0.724969486763*DISCR(-1) - 0.176526184208*ITR(-1) -
0.169962102436 ) + C(16)*D(SBG(-1)) + C(17)*D(SBG(-2)) + C(18)*D(SBG(-3)) + C(19)*D(SBG(-4)) +
C(20)*D(DISCR(-1)) + C(21)*D(DISCR(-2)) + C(22)*D(DISCR(-3)) + C(23)*D(DISCR(-4)) +
C(24)*D(ITR(-1)) + C(25)*D(ITR(-2)) + C(26)*D(ITR(-3)) + C(27)*D(ITR(-4)) + C(28)
D(ITR) = C(29)*( SBG(-1) + 0.724969486763*DISCR(-1) - 0.176526184208*ITR(-1) - 0.169962102436 )
+ C(30)*D(SBG(-1)) + C(31)*D(SBG(-2)) + C(32)*D(SBG(-3)) + C(33)*D(SBG(-4)) + C(34)*D(DISCR(-
1)) + C(35)*D(DISCR(-2)) + C(36)*D(DISCR(-3)) + C(37)*D(DISCR(-4)) + C(38)*D(ITR(-1)) +
C(39)*D(ITR(-2)) + C(40)*D(ITR(-3)) + C(41)*D(ITR(-4)) + C(42)
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Tabel 14. Estimare OLS a ecuatiei 1 din sistemul prezentat în caseta 2
Dependent Variable: D(SBG)
Method: Least Squares
Date: 04/14/15 Time: 14:25
Sample (adjusted): 1996Q2 2014Q3
Included observations: 74 after adjustments
D(SBG) = C(1)*( SBG(-1) + 0.724969486763*DISCR(-1) - 0.176526184208
*ITR(-1) - 0.169962102436 ) + C(2)*D(SBG(-1)) + C(3)*D(SBG(-2)) +
C(4)*D(SBG(-3)) + C(5)*D(SBG(-4)) + C(6)*D(DISCR(-1)) + C(7)
*D(DISCR(-2)) + C(8)*D(DISCR(-3)) + C(9)*D(DISCR(-4)) + C(10)
*D(ITR(-1)) + C(11)*D(ITR(-2)) + C(12)*D(ITR(-3)) + C(13)*D(ITR(-4))
+
C(14)
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C(1) -0.115597 0.040647 -2.843931 0.0061
C(2) -0.498323 0.122823 -4.057256 0.0001
C(3) -0.302063 0.148622 -2.032415 0.0465
C(4) -0.149777 0.160278 -0.934482 0.3538
C(5) -0.174132 0.128152 -1.358795 0.1793
C(6) 0.088117 0.034511 2.553285 0.0132
C(7) 0.052787 0.033680 1.567325 0.1223
C(8) 0.061393 0.030755 1.996214 0.0505
C(9) 0.022514 0.027572 0.816566 0.4174
C(10) 0.240793 0.312612 0.770261 0.4442
C(11) 0.151961 0.364682 0.416694 0.6784
C(12) 0.436899 0.337182 1.295738 0.2000
C(13) 0.094603 0.289115 0.327215 0.7446
C(14) 0.000405 0.002115 0.191441 0.8488
R-squared 0.373144 Mean dependent var 9.18E-05
Adjusted R-squared 0.237325 S.D. dependent var 0.020684
S.E. of regression 0.018064 Akaike info criterion -5.021179
Sum squared resid 0.019578 Schwarz criterion -4.585275
Log likelihood 199.7836 Hannan-Quinn criter. -4.847291
F-statistic 2.747360 Durbin-Watson stat 2.018397
Prob(F-statistic) 0.004065
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Tabel 15. Testul Wald aplicat coeficientiilor ITR
Wald Test:
Equation: EC2_SBG_VECM_WALD
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 0.641359 (4, 60) 0.6351
Chi-square 2.565436 4 0.6330
Null Hypothesis: C(10)=C(11)=C(12)=C(13)=0
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(10) 0.240793 0.312612
C(11) 0.151961 0.364682
C(12) 0.436899 0.337182
C(13) 0.094603 0.289115
Restrictions are linear in coefficients.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Cerc vicios al economiei informale
Tabel 16. VECM
Vector Error Correction Estimates
Date: 04/14/15 Time: 14:41
Sample (adjusted): 1996Q2 2014Q3
Included observations: 74 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
IES(-1) 1.000000
ITR(-1) -16.17441
(13.9913)
[-1.15603]
C -7.982035
Error Correction: D(IES) D(ITR)
CointEq1 -0.055786 0.004304
(0.01392) (0.00123)
[-4.00807] [ 3.49273]
D(IES(-1)) -0.302298 0.046938
(0.14454) (0.01280)
[-2.09138] [ 3.66803]
D(IES(-2)) -0.002402 0.002916
(0.15556) (0.01377)
[-0.01544] [ 0.21176]
D(IES(-3)) -0.015892 -0.002504
(0.14993) (0.01327)
[-0.10599] [-0.18865]
D(IES(-4)) 0.030587 -0.014920
(0.14796) (0.01310)
[ 0.20673] [-1.13906]
D(ITR(-1)) -0.595463 -0.335395
(1.61122) (0.14264)
[-0.36957] [-2.35134]
D(ITR(-2)) -1.372469 -0.309249
(1.61291) (0.14279)
[-0.85093] [-2.16576]
D(ITR(-3)) -1.444054 -0.198576
(1.61775) (0.14322)
[-0.89263] [-1.38653]
D(ITR(-4)) -0.293883 -0.171523
(1.38740) (0.12283)
[-0.21182] [-1.39648]
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
C 0.061299 -0.002045
(0.01650) (0.00146)
[ 3.71400] [-1.39942]
R-squared 0.353884 0.490598
Adj. R-squared 0.263024 0.418964
Sum sq. resids 0.393352 0.003083
S.E. equation 0.078397 0.006940
F-statistic 3.894830 6.848625
Log likelihood 88.77187 268.1790
Akaike AIC -2.128969 -6.977812
Schwarz SC -1.817609 -6.666452
Mean dependent 0.047756 -0.000270
S.D. dependent 0.091322 0.009105
Determinant resid covariance (dof adj.) 2.03E-07
Determinant resid covariance 1.52E-07
Log likelihood 370.9889
Akaike information criterion -9.432133
Schwarz criterion -8.747141
Caseta 3. Sistemul rezultat din VECM
D(IES) = C(1)*( IES(-1) - 16.1744082802*ITR(-1) - 7.9820349207 ) + C(2)*D(IES(-1)) + C(3)*D(IES(-2))
+ C(4)*D(IES(-3)) + C(5)*D(IES(-4)) + C(6)*D(ITR(-1)) + C(7)*D(ITR(-2)) + C(8)*D(ITR(-3)) +
C(9)*D(ITR(-4)) + C(10)
D(ITR) = C(11)*( IES(-1) - 16.1744082802*ITR(-1) - 7.9820349207 ) + C(12)*D(IES(-1)) +
C(13)*D(IES(-2)) + C(14)*D(IES(-3)) + C(15)*D(IES(-4)) + C(16)*D(ITR(-1)) + C(17)*D(ITR(-2)) +
C(18)*D(ITR(-3)) + C(19)*D(ITR(-4)) + C(20)
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Tabel 17. Estimare OLS a ecuatiei 1 din sistemul prezentat în caseta 3
Dependent Variable: D(IES)
Method: Least Squares
Date: 04/14/15 Time: 14:45
Sample (adjusted): 1996Q2 2014Q3
Included observations: 74 after adjustments
D(IES) = C(1)*( IES(-1) - 16.1744082802*ITR(-1) - 7.9820349207 ) + C(2)
*D(IES(-1)) + C(3)*D(IES(-2)) + C(4)*D(IES(-3)) + C(5)*D(IES(-4)) +
C(6)
*D(ITR(-1)) + C(7)*D(ITR(-2)) + C(8)*D(ITR(-3)) + C(9)*D(ITR(-4)) +
C(10)
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C(1) -0.055786 0.013918 -4.008071 0.0002
C(2) -0.302298 0.144545 -2.091382 0.0405
C(3) -0.002402 0.155557 -0.015441 0.9877
C(4) -0.015892 0.149935 -0.105992 0.9159
C(5) 0.030587 0.147958 0.206725 0.8369
C(6) -0.595463 1.611219 -0.369573 0.7129
C(7) -1.372469 1.612910 -0.850927 0.3980
C(8) -1.444054 1.617748 -0.892633 0.3754
C(9) -0.293883 1.387403 -0.211823 0.8329
C(10) 0.061299 0.016505 3.713999 0.0004
R-squared 0.353884 Mean dependent var 0.047756
Adjusted R-squared 0.263024 S.D. dependent var 0.091322
S.E. of regression 0.078397 Akaike info criterion -2.128969
Sum squared resid 0.393352 Schwarz criterion -1.817609
Log likelihood 88.77187 Hannan-Quinn criter. -2.004764
F-statistic 3.894830 Durbin-Watson stat 1.948096
Prob(F-statistic) 0.000553
Tabel 18. Testul Wald aplicat coeficientiilor ITR
Wald Test:
Equation: EC3_SNG_VECM_WALD
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 0.307288 (4, 64) 0.8721
Chi-square 1.229154 4 0.8733
Null Hypothesis: C(6)=C(7)=C(8)=C(9)=0
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(6) -0.595463 1.611219
C(7) -1.372469 1.612910
C(8) -1.444054 1.617748
C(9) -0.293883 1.387403
Restrictions are linear in coefficients.
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Anexa 4. Stabilitatea coeficientiilor estimati prin OLS
Figura 9. Estimări recursive ale coeficientiilor
Figura 10. Testul CUSUM10
10
Dacă valorile depăș esc intervalul de încredere (linia punctată de culoare roș ie), atunci putem vorbi de
instabilitatea coeficienț iilor.
0
4
8
12
16
96 98 00 02 04 06 08 10 12 14
Recursive C(1) Estimates
± 2 S.E.
-80
-40
0
40
80
96 98 00 02 04 06 08 10 12 14
Recursive C(2) Estimates
± 2 S.E.
-.6
-.4
-.2
.0
.2
96 98 00 02 04 06 08 10 12 14
Recursive B(1) Estimates
± 2 S.E.
-.3
-.2
-.1
.0
.1
.2
96 98 00 02 04 06 08 10 12 14
Recursive B(2) Estimates
± 2 S.E.
-1
0
1
2
3
4
5
96 98 00 02 04 06 08 10 12 14
Recursive B(3) Estimates
± 2 S.E.
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
2.0
96 98 00 02 04 06 08 10 12 14
Recursive A(1) Estimates
± 2 S.E.
-8
-4
0
4
8
12
96 98 00 02 04 06 08 10 12 14
Recursive A(2) Estimates
± 2 S.E.
-1.2
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
96 98 00 02 04 06 08 10 12 14
Recursive A(3) Estimates
± 2 S.E.
-20
-16
-12
-8
-4
0
4
96 98 00 02 04 06 08 10 12 14
Recursive A(4) Estimates
± 2 S.E.
-40
-20
0
20
40
60
80
100
120
140
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
IES_CUSUM 5% Significance
-30
-20
-10
0
10
20
30
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
SNG_CUSUM 5% Significance
-30
-20
-10
0
10
20
30
1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
SNG_CUSUM 5% Significance
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Anexa 5. Functii de impuls-răspuns
Figura 11. Cerc vicios al economisirii (IRF)
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of SNG to SNG
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of SNG to ULCW
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of SNG to RNFIN
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of SNG to ITR
-.02
.00
.02
.04
.06
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ULCW to SNG
-.02
.00
.02
.04
.06
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ULCW to ULCW
-.02
.00
.02
.04
.06
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ULCW to RNFIN
-.02
.00
.02
.04
.06
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ULCW to ITR
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of RNFIN to SNG
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of RNFIN to ULCW
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of RNFIN to RNFIN
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of RNFIN to ITR
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
.008
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ITR to SNG
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
.008
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ITR to ULCW
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
.008
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ITR to RNFIN
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
.008
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ITR to ITR
Response to Cholesky One S.D. Innov ations
Stavre Ioan – Gabriel
Testarea celor 3 cercuri vicioase ale economiei româneș ti – o abordare VAR – VEC
Figura 12. Cerc vicios al politicii fiscale (IRF)
Figura 13. Cerc vicios al economiei informale (IRF)
-.02
-.01
.00
.01
.02
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of SBG to SBG
-.02
-.01
.00
.01
.02
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of SBG to DISCR
-.02
-.01
.00
.01
.02
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of SBG to ITR
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of DISCR to SBG
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of DISCR to DISCR
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of DISCR to ITR
.000
.002
.004
.006
.008
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ITR to SBG
.000
.002
.004
.006
.008
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ITR to DISCR
.000
.002
.004
.006
.008
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ITR to ITR
Response to Cholesky One S.D. Innovations
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of IES to IES
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of IES to ITR
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ITR to IES
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
5 10 15 20 25 30 35 40
Response of ITR to ITR
Response to Cholesky One S.D. Innovations
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 3/2015
Figura 14. Functii de impuls-răspuns cumulate pe cele 3 modele
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
1.6
2.0
10 20 30 40 50 60 70 80
IES IT R
Accumulated Response of IES to Cholesky
One S.D. Innovations
-.04
.00
.04
.08
.12
.16
10 20 30 40 50 60 70 80
IES IT R
Accumulated Response of ITR to Cholesky
One S.D. Innovations
-.8
-.4
.0
.4
.8
10 20 30 40 50 60 70 80
SBG DISCR IT R
Accumulated Response of SBG to Cholesky
One S.D. Innovations
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
10 20 30 40 50 60 70 80
SBG DISCR IT R
Accumulated Response of DISCR to Cholesky
One S.D. Innovations
.00
.05
.10
.15
.20
.25
10 20 30 40 50 60 70 80
SBG DISCR IT R
Accumulated Response of ITR to Cholesky
One S.D. Innovations
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
1.6
10 20 30 40 50 60 70 80
SNG ULCW RNFIN IT R
Accumulated Response of SNG to Cholesky
One S.D. Innovations
-1
0
1
2
3
4
10 20 30 40 50 60 70 80
SNG ULCW RNFIN IT R
Accumulated Response of ULCW to Cholesky
One S.D. Innovations
-1.2
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
10 20 30 40 50 60 70 80
SNG ULCW RNFIN IT R
Accumulated Response of RNFIN to Cholesky
One S.D. Innovations
-.2
-.1
.0
.1
.2
.3
10 20 30 40 50 60 70 80
SNG ULCW RNFIN IT R
Accumulated Response of ITR to Cholesky
One S.D. Innovations