+ All Categories
Home > Documents > Pr Cercetare

Pr Cercetare

Date post: 13-Oct-2015
Category:
Upload: luminita-mihaela-iancu
View: 40 times
Download: 0 times
Share this document with a friend

of 27

Transcript

Analiza corelaiei politicii fiscale - politicii monetare i a impactului acestora asupra activitii economice n rile emergente

Universitatea Transilvania Din Braov Profesor ndrumator: Conf. univ. dr. Gheorghia Dinc Student: Iancu Luminia Mihaela

Abstract: Obiectivul acestui studiu este de a identifica corelaia dintre politica fiscal i politica monetar pentru stabilizarea economiei din rile emergente. Pentru a analiza aceast legtur am utilizat metoda grafic, prin intermediul creia am analizat corelaia dintre indicatorii economici i indicatorii monetari i modelul matematic IS LM. Modelul IS - LM prezentat n acest capitol este un model al cererii globale ce constituie interpretarea dominant a teoriei economistului John Maynard Keynes. Modelul veniturilor i impozitrilor (diagrama IS LM) elaborat de Hicks i Hansen (1937) reprezint esena economiei keynesiene. n abordarea keynesian fiecare component din cadrul venitului este explicat prin intermediul altor variabile. De exemplu, consumul este explicat cu ajutorul venitului disponibil i avuiei, cererea de bani depinde de venit i de rata dobnzii. Rezultatele obinute n urma realizrii acetui articol sunt n concordan cu literatura de specialitate.

Cuvinte-cheie: politica fiscal; politica monetar; cretere economic; rile emergente; modelul IS - LMIntroducereArticolul de cercetare, Analiza corelaiei dintre politica fiscal i politica monetar n rile emergente, n perioada 1990 - 2013, dorete s analizeze legtura dintre componentele politicii economice ale rii noastre pentru a nelege cum anume afecteaz acestea evoluia produsului intern brut i implicit economia. Pentru a realiza acest studiu am utilizat metoda grafic, prin intermediul creia am urmrit evoluia i interaciunea dintre indicatorii macroeconomici, i am analizat legtura dintre politica fiscal i politica monetar cu ajutorul modelului matematic IS LM pentru a vedea care este nivelul de echilibru dintre cele dou variabile.Actualitatea temei alese rezid n importana pe care o au cele dou politici asupra economiei unei ri, de aceea este indicat s se adopte un mix de politici macroeconomice adecvat care s duc la cretere economic n viitor. Prin intermediul acestui articol se dorete nelegerea impactului politicii fiscale i a politicii monetare asupre economiei romneti, dar i care dintre cele dou influeneaz mai mult evoluia produsului intern brut.Orice decizie la nivelul politicii monetare se transmite restului economiei prin intermediul mai multor mecanisme, dar importana relativ a acestora precum i comportamentul sistemului n general depinde foarte mult desigur de tradiii, dar mai important de structura sistemului financiar i cadrul legal existent. Sursa acestei asimetrii a structurii financiare este (Cecchetti, iunie 1999), n primul rnd, legislaia diferit, dar un rol important l joac i caracterul diferit al pieei financiare.Lucrarea de fa se structureaz dup cum urmeaz: Seciunea 2 prezint pe scurt literatura de specialitate, Seciunea 3 prezint metodologia, datele i rezultatele empirice, iar Seciunea 4 prezint concluziile.

Literatura de specialitateImportana structurii financiare este susinut de o palet larg de cercettori (o referin fiind Stephen G. Cecchetti, iunie 1999), variaiile n structur conducnd la diferene n rspunsul la modificrile de politic monetar, att din punct de vedere al amplitudinii ct i al intervalului de timp necesar apariiei acestui rspuns. Revoluia keynesian a marcat sfritul definitiv al doctrinei laissez-faire-ului i promovarea interveniei statului n economie. Statul poate interveni n economie prin intermediul cheltuielilor publice, a impozitrii dar i a msurilor monetare.n anul 1936, economistul britanic John Maynard Keynes a revoluionat tiina economic cu lucrarea sa Teoria general a folosirii minii de lucru, a dobnzii i a banilor. Keynes a susinut c cererea global sczut era cauza venitului mic i a omajului ridicat ce caracterizeaz recesiunile economice. Keynes a criticat teoria clasic pentru afirmaia c oferta global singur - capitalul, munca i tehnologia determin venitul naional.John Richard Hickseste unul dintre cei mai cunoscui economiti datorit contribuiilor sale n domeniul economiei legate de:teoria cererii de consumnmicroeconomie, modelul IS - LM(1937), care a rezumatvederea keynesianasupramacroeconomie. Contribuia cea mai cunoscut a lui Hicks nmacroeconomiea fosT modelul IS-LM,prezentat n lucrareaMr. Keynes and the 'Classics', A Suggested Interpretation,"Econometrica. Modelul descrie economia ca un echilibru ntre cele trei produse de baz: bani, consum i investiii.Hicks ntr-o lucrare publicat n 1980, a afirmat c a omis, n lucrarea prezentat anterior, anumite componente eseniale ale argumentelor lui Keynes, n special cele legate deincertitudine. Hansen a inclus mai trziu n model i piaa forei de munc; de aici a rezultat un model care analizeaz simultan cele trei piee: piaa bunurilor i serviciilor, piaa monetar i piaa forei de munc. Clasicii susineau c salariile i preurile sunt flexibile, i ca urmare rata dobnzii va stabili echilibrul pe piaa monetar. n opinia keynesienilor salariul este complet flexibil, i de aici posibilitatea atingerii nivelului ocuprii complete a muncii prin intermediul fluctuaiilor salariului.Dei, n abordarea tradiional, o politic fiscal restrictiv genereaz o scdere a economiei, totui Giavazzi i Pagano n lucrarea Can Severe Fiscal Contractions be Expansionary? Tales of Two Small European Countries au susinut c aceast concluzie este neltoare, deoarece neglijeaz rolul ateptrilor viitoarei ale politici fiscale. Acest lucru poate fi explicat prin modul n care sectorul privat percepe consolidarea fiscal, dac se va nelege c ponderea cheltuielilor guvernamentale n PIB se va reduce permanent, gospodriile vor revizui partea din venitul lor permanent alocat consumului individual i astfel va crete consumul la nivelul ntregii economii. Pentru a studia aplicabilitatea concluziei, autorii au urmrit comportamentul gospodriilor n Danemarca i Irlanda, i au constatat c cererea a crescut, rezultatul empiric fiind unul considerabil pentru a susine teoria lui Giavazzi i Pagano.Barry i Devereux (2003) au susinut validitatea ipotezei contraciei fiscale expansioniste reducerile credibile de cheltuieli ale statului vor asigura o consolidare fiscal sustenabil i vor reduce anticipaiile privind o eventual majorare a taxelor.Debutul teoriei monetariste este marcat de publicarea de ctre Milton Friedman (1956) a teoriei cantitative a banilor. Ca obiective, politica monetar vizeaz att asigurarea unei ocupri ct mai mari, ct i stabilitatea preurilor. Acest dublu scop, cunoscut i analizat n literatura de specialitate ca mandat dual al politicii monetare (Why a Dual Mandate is Right for Monetary Policy?, Benjanim M. Friedman, William Joseph Maier Harvard University) poate fi privit n contrast cu scopul declarat al multor bnci centrale care se preocup cu precdere i poate uneori n exclusivitate de stabilitatea preurilor.La fel de greit ar fi s credem c aciunile politicii monetare, pe termen scurt i mediu, optime pentru asigurarea stabilitii preurilor sunt ntotdeauna i cele mai bune pentru atingerea unui maxim de sustenabilitate n ceea ce privete PIB-ul i ocuparea. Olivier Blanchard i Jordi Gali numesc aceast posibilitate divina coinciden (Blanchard, Gali 2007). Cu ajutorul unor modele macroeconomice neokeynesiene acetia au presupus c stabilizarea ratei inflaiei de ctre bncile comerciale ar duce la stabilitatea produsului intern brut, iar dac acest lucru s-ar ntmpla bncile comerciale ar trebui s se concentreze numai asupra stabilizrii inflaiei, nefiind luat n considerare creterea produciei, ns apariia acestui fenomen este aproape imposibil. Economiti precum Primiceri, Cogley i Sargent au studiat problema volatilitii ocurilor exogene i modul n care mecanismele de transmisie ale politicii monetare se modific de-a lungul diverselor perioade economice. Giorgio Primiceri dezvolt o strategie de modelare simpl pentru legea de micare a fluctuaiilor matricei de covarian i propune un algoritm eficient MCMC (Markov chain Monte Carlo) pentru estimarea probabilitii de evaluare numeric ulterioar a modelului. Acest model a fost testat pe date caracteristice economiei Statelor Unite ale Americii, evideniind rolul politicii monetare n ceea ce privete dinamica inflaiei i omajului.Cercettorii au identificat dou mari cauze ale volatilitii acestor variabile. Aa cum reiese din studiile unor economiti precum Blanchard i Simon (2001), Stock i Watson (2002), Sims i Zha (2004), heteroschedasticitatea ocurilor exogene este o prim explicaie. Cea de-a doua cauz este reprezentat de schimbarea mecanismelor de transmisie, i anume a modului n care variabilele macroeconomice rspund la ocuri. Dac politica monetar variaz de-a lungul timpului va exista un efect direct asupra mecanismului de propagare a inovaiei. Mai mult, dac agenii economici sunt raionali i anticipativi, schimbrile n politica monetar vor fi ncorporate n anticiprile sectorului privat, inducnd modificri suplimentare n ceea ce privete mecanismele de transmisie. Teoria ateptrilor raionale a aprut pentru prima dat ntr-un articol al lui J.E. Muth (1961) despre piaa asigurrilor i piaa bunurilor. Politicile keynesiene tradiionale de dup anii 70 s-au dovedit ineficiente n rezolvarea problemelor economiei Statelor Unite ale Americii. Astfel, economiti ca R.E. Lucas, T. Sargent sau N. Wallace au dezvoltat ideile lui Muth prin care se afirm c, datorit evoluiei imprevizibile a preurilor, agenii economici i formeaz anumite ateptri cu privire la evoluia acestora n viitor. Astfel, orice ncercare de intervenie sistematic a statului n economie va fi anihilat de anticiprile agenilor economici care vor prevedea att evoluia preurilor ct i a posibilelor politici guvernamentale. Introducerea teoriei ateptrilor raionale a condus la utilizarea unui aparat matematic complex, bazat pe variabile aleatoare, estimri econometrice, teste i prognoze probabiliste. Aceast teorie nu explic ns complet modul de formare a preurilor, iar principal critic ce i-a fost adus este aceea c preurile nu sunt ntotdeauna suficient de flexibile pentru a curi piaa (a o conduce ctre nivelul de echilibru).

Metodologia, datele i rezultatele empirice

La elaborarea modelelor utilizate s-a lucrat cu serii de date anuale, perioada luat n considerare fiind 1990-2013. Am ales acest eantion pentru a observa legtura dintre variabilele utilizate. Datele au fost culese din baza de date a Institutului Naional de Statistic i cele ale Ministerului de Finane, rapoartele anuale ale Bncii Naionale a Romniei, site-urile bancilor internationale, baza de date a Institutului European de Statistica. Pentru stabilirea modelului IS-LM, n perioada 1990 2013 se va aplica: testele de stationariate si cointegrare; testul Johansen; cauzalitate Granger; analiza pe anumite intervale de timpPentru a evidenia legtura dintre politica monetar i principalii indicatori macroeconomici am folosit metoda grafic. Prin intermediul acesteia am artat legtura dintre variabilele folosite i modul n care se influeneaz unele pe celelalte. Att produsul intern brut, ct i inflaia sunt indicatori macroeconomici foarte importani pentru analiza economic i de stabilizare a unei ri. De aceea este important de tiut n ce msur evoluia unuia dintre ei influeneaz modificarea celuilalt indicator.

Figura 1 Corelaia PIB inflaie n perioada 1990-2013 (%)

Din figura 1 prezentat mai sus se poate observa c evoluia celor doi indicatori nu a fost uniform pe ntreaga perioad analizat. Se poate observa c Bulgaria, Croatia, Cehia, Ungaria, Polonia, Slovacia, Turcia evoluia dintre PIB i inflaie a fost una indirect ceea ce ne arat c scderea inflaiei a dus la creterea produsului intern brut. n schimb pentru Letonia, Lituania, Macedonia, Romania si Slovenia se constat o cretere a inflaiei, care a dus la scderea PIB-ului.Aceast corelaie scoate n eviden c legtura dintre cei doi indicatori este una invers, scderea inflaiei ducnd la creterea economiei rilor emergente.Pentru a observa mai bine influena balanei de pli asupra produsului intern brut am studiat modul n care factorul de influen al acesteia, adic balana comercial influeneaz evoluia indicatorului analizat.

Figura 2 Corelaia PIB Balana comercial n perioada 1990-2013 (%)

Din figur 2 nr se poate observa c ambele variabile au o evoluie neuniform. Pentru perioada analizat se constat o evoluie direct proporional, dar balana comercial a avut o descretere mai redus dect cea a produsului intern brut pentru toate rile luate n considerare. Se afirm c modificarea cu un procent a balanei comerciale a dus la o modificare semnificativ a PIB-ului.

Teste de staionaritate i cointegrarePentru a putea depista existena unei eventuale cauzaliti de tip Granger ntre variabile analizate, trebuie s verificm nainte de toate existena cointegrrii ntre seriile de timp. Practic, seriile de timp sunt cointegrate dac au acelai ordin de integrare, dar o combinaie liniar a lor are un ordin de integrare mai mic.Scopul testelor de cointegrare este de a determina dac un grup de serii nesaionare sunt cointegrate sau nu. Eviews presupune teste de cointegrare bazate pe vectori autoregresivi (VAR), pornind de la metodologia dezvoltat de Johansen (1991,1995). Considernd un vector autoregresiv de ordinal p: Yt = AiYt-I ++ApYt-p + BXt + et, unde: Yt este un vector K dimensional de variabile endogene. Xt este un vector D dimensional de variabile exogene, A1,.Ap si B este matricea de coeficienti care trebuie estimate, iar et este un vector de inovatii, care poate fi contemporan corelat, dar este necorelat cu valorile din perioadele anterioare si cu variabilele din parte dreapta a ecuatiei. Modelul VAR de mai sus poate fi rescris:Yt = Yt-1 + Yt-I + et, unde = si I = - .Teorema afirm c dac matricea coeficientilor are rangul r 0( 9 ) MS = M*( 10 ) G = G*( 11 ) NX = X*( 12 ) Y = D unde: D cererea agregat;C cererea de consum;I cheltuielile cu investiiile;G cheltuielile guvernamentale;NX export net;X export; Im import; m propensitatea marginal pentru import;Y venitul (oferta agregat);C0 consumul autonom;cy propensitatea marginal pentru consum;Yd venitul disponibil;T taxele;T0 taxele autonome;ty rata marginal a taxelor (rata fiscalitii);I0 investiii autonome;r rata dobnzii de politic monetar;ir senzitivitatea investiiei la modificarea ratei dobnzii;MS oferta (nominal) de bani;mr senzitivitatea cererii de bani la modificarea ratei dobnzii;my senzitivitatea cererii de bani la modificarea venitului;( * ) expresia valoric a curbei ISPentru estimarea parametrilor am folosit metoda regresiei liniare cu ajutorul programul informatic Excel. nainte de estimarea parametrilor am analizat corelaia care exist ntre evoluia ratei dobnzii de politic monetar i cererea agregat.

Figura 4 Corelaia dintre cererea agregat si rata dobnzii de politic monetarModificarea ratei dobnzii de politic monetar se afl n relaie indirect cu evoluia cererii agregate. Putem observa aplicabilitatea acestui fenomen i n cazul Poliniei din Figura 3. 19 care evideniaz o cretere a cererii agregate pe msur ce rata dobnzii s-a redus.

a.) Estimarea parametrului m din ecuaia ( 3 ) a modelului IS LM:

Regression Statistics

Multiple R0.943278951

R Square0.88977518

Adjusted R Square0.875997078

Standard Error18308.65935

Observations10

ANOVA

dfSSMSFSignificance F

Regression1216473113982.165E+1064.5789354.2275E-05

Residual82681656057335207007

Total924328967455

CoefficientsStandard Errort StatP-valueLower 95%Upper 95%

Intercept16047.216268005.8584822.00443420.079965-2414.326534508.759

X Variable 10.4396185180.0547054438.0361024.227E-050.313467540.5657695

n urma aplicrii metodei regresiei liniare rezult urmtorul model:m = 1604,2 + 0,4396

b.) Estimarea parametrilor C0 i cy din ecuaia ( 4 ) a modelului IS LM:Regression Statistics

Multiple R0.996338385

R Square0.992690177

Adjusted R Square0.991776449

Standard Error6133.680608

Observations10

ANOVA

dfSSMSFSignificance F

Regression1408732509804.087E+101086.41787.83E-10

Residual8300976302.437622038

Total941174227282

CoefficientsStandard Errort StatP-valueLower 95%Upper 95%

Intercept-1765.546822684.837349-0.6575990.5292584-7956.79284425.6992

X Variable 10.6877077650.02086438132.9608527.83E-100.639594420.73582111

Dup aplicarea metodei regresiei simple, modelul este urmtorul: = -1765.54 + 0.687707 d

c.) Estimarea parametrilor T0 i ty din ecuaia ( 6 ) a modelului IS LM:Regression Statistics

Multiple R0.990440144

R Square0.98097168

Adjusted R Square0.97859314

Standard Error2006.735838

Observations10

ANOVA

dfSSMSFSignificance F

Regression116608347391.661E+09412.4259723.6124E-08

Residual832215909.794026988.7

Total91693050648

CoefficientsStandard Errort StatP-valueLower 95%Upper 95%

Intercept-207.449725877.4887787-0.2364130.819052924-2230.94251816.04303

X Variable 10.1217691310.00599603620.3082733.61237E-080.107942250.13559601

n urma aplicrii metodei regresiei liniare rezult urmtorul model:T = -207.44 + 0,121769

d.) Estimarea parametrilor I0 i ir din ecuaia ( 7 ) a modelului IS LM:Regression Statistics

Multiple R0.186121

R Square0.034641

Adjusted R Square-0.08603

Standard Error21989.59

Observations10

ANOVA

dfSSMSFSignificance F

Regression11.39E+081.39E+080.2870740.606672

Residual83.87E+094.84E+08

Total94.01E+09

CoefficientsStandard Errort StatP-valueLower 95%Upper 95%

Intercept9841.05420558.290.478690.644968-37566.457248.55

X Variable 12784.2455196.4950.5357930.606672-9198.8914767.38

n urma aplicrii metodei regresiei simple n programul Excel s-au obinut urmtoarele valori: = 9841.054 + 2784.245 r

e.) Estimarea parametrilor M0, mr i my din ecuaia ( 8 ) a modelului IS LM:Regression Statistics

Multiple R0.5064999

R Square0.2565421

Adjusted R Square0.0441256

Standard Error8201.5228

Observations10

ANOVA

dfSSMSFSignificance F

Regression2162476065812380331.20773150.3543213

Residual747085483967264977

Total9633330904

CoefficientsStandard Errort StatP-valueLower 95%Upper 95%

Intercept178022.327742.476722.9929427.462E-08159714.27196330.37

X Variable 12779.56330.02499770.37190690.720965-0.04981340.068407

X Variable 20.00929681977.0581.40590880.2025524-1895.4367454.5626

Dup aplicarea modelului regresiei simple rezultatele se prezint astfel:MS = 178022.32 +2779.5633 r + 0.0092968 Determinarea ecuaiilor IS i LM i identificarea punctului de echilibru generala.) Ecuaia de echilibru pe piaa bunurilor i a serviciilorn determinarea curbei IS am pornit de la ecuaia ( 12 ):Y = DY = C + I + G + NXY = (C0 + cyYd) + (I0 + r ir) + G* + (X Im)Y = C0 + cy(Y T0 tyY) +I0 + r ir + G* + X* - m YY cyY + cytyY + mY = C0 cyT0 + I0 + r ir + G* + X*Y(1 cy + cyty + m) = r ir + G* + X* + C0 cyT0 + I0 Notm: G* + X* + C0 cyT0 + I0 = A1 cy(1 ty) + m = Y = r ir + A r = - Cu ajutorul parametrilor calculai n subcapitolul anterior am calculat: multiplicatorul cheltuielilor autonome ( k ) i cheltuielile autonome ( A ): multiplicatorul cheltuielilor autonome:1 cy(1 ty) + m = ,k = k = = k = 1.1916 cheltuielile autonome:G* + X* + C0 cyT0 + I0 = AA = 18399.32 + 3045.44 1765.54 0.687707 ( - 207.44 ) + 9841.054A = 19679.22 + 142.65 + 9841.054= 29662.92n urma calculelor realizate putem observa c ecuaia curbei IS este urmtoarea: r = - , iar n urma determinrii parametrilor aceasta poate fi scris astfel: r = = 0.000301Y 10.65.b.) Ecuaia de echilibru a pieei monetaren determinarea curbei LM am pornit de la ecuaia ( 9 ):MS = M*M0 + mr r + my Y = M* mr r = M* - M0 my Yr = - + Ecuaia curbei LM este: r = - + , nlocuind parametri calculai n subcapitolul anterior se obine urmtoarea ecuaie:r = - Y + = - 0.0000034Y + 4,06c.) Coordonatele punctului de echilibruCoordonatele punctului de echilibru ale celor dou ecuaii le-am determinat egalnd cele dou ecuaii: - = - + + = + Y( + ) = + Y = Din egalarea celor dou ecuaii am determinat urmtoarele relaii de echilibru: YE = rE = - 0.0000034Y + 4,06

YE = ( rE = - 0.0000034Y + 4.06 YE = YE = 49428.76 rE = - 0.0000034Y + 4,06 rE = 3.89

Coordonatele punctului de intersecie al pieei bunurilor i serviciilor i al pieei monetare sunt: ( YE; rE ) = (49428.76; 3.89). Din Figura se poate observa punctul de echilibru dintre cele dou curbe, datele pe baza crora am realizat figura urmtoare sunt prezentate n Anexe.

Figura 5 Evoluia curbei IS i a curbei LM

Modelul IS indic echilibrul pieei bunurilor i serviciilor atunci cnd cererea agregat este egal cu oferta agregat. Cunoscnd faptul c panta curbei IS indic senzitivitatea cheltuielilor cu investiiile la modificarea ratei dobnzii de politic monetar, pe baza graficului de mai sus (unde curba IS este cresctoare) se poate afirma c investiiile nu sunt elastice n raport cu rata dobnzii ( r ) i cu ir ( ir = 2784.245 este pozitiv i ndeprtat de zero, fapt ce subliniaz ideea susinut ).Curba IS este abrupta, adica investitiile din tarile emergente luate in calcul pentru anul 2013 au fost perfect inelastice in raport cu rata dobanzii, demonstrandu-se insensibilitatea investitiilor. Venitul (Y) tarilor emergente a inregistrat o evolutie constanta, in timp ce rata dobanzii de politica monetara (r) a scazut puternic, astfel incat eficacitatea politicii de sustinere monetara a fost nula.Modelul LM indic echilibrul pieei monetare atunci cnd cererea i oferta de bani sunt egale. n acest model, oferta de bani ( MS ) se presupune c este un indicator exogen determinat, n exclusivitate, de autoritatea monetar, n timp ce cererea de bani este determinat direct de mrimea venitului ( Y ) si este absolute sensibila in raport cu rata dobanzii.Neexistnd reprezentri grafice ale curbelor cererii i ofertei agregate, n Teoria general a folosirii minii de lucru, a dobnzii i a banilor (Keynes, 1974), se presupune c oferta agregat, pn la nivelul deplinei folosine, era perfect inelastic in tarile emergente.

ConcluziiAnaliza impactului politicii fiscale asupra consumului trebuie s in cont i de natura recesiunii n care se afl o economie. Rata real a dobnzii va scdea, ceea ce va stimula consumul, investiiile i producia pe termen lung. Ateptrile privind reducerea credibil a taxelor vor determina creterea venitului permanent, ceea ce va mri nivelul consumului privat. Conform relaiilor prezentate n cadrul articolului observm c avem de-a face cu un sistem complex, cu legturi intercondiionate, n care veniturile, producia, preurile i omajul sunt puternic influenate de politica fiscal a guvernului.Analiza corelaiilor dintre produsul intern brut i ceilali indicatori scoate n eviden faptul c fiecare dintre acetia au afectat ntr-o oarecare msur evoluia produsului intern brut. Dup prerea mea, cea mai mare influen a avut-o evoluia ratei inflaiei, corelaia dintre acetia fiind una invers, scderea ratei inflaiei ducnd la creterea PIB-ului. Nu se poate afirma c scderea ratei dobnzii de politic monetar a dus la creterea indicatorului pentru c evoluia produsului intern brut a fost una urmat de creteri i descreteri, pe cnd indicatorul monetar a avut un trend descresctor aproape pe toat perioada analizat.Concluziile care ies n eviden din analiza corelaiilor dintre inflaie i ceilali indicatori macroeconomici sunt urmtoarele: scderea ratei dobnzii de politic monetar a dus la scderea inflaiei. n ceea ce privete evoluia deficitului bugetar aceasta a fost una direct cu cea a inflaiei, scderea inflaiei ducnd la scderea deficitului bugetare.Modelul IS indic echilibrul pieei bunurilor i serviciilor atunci cnd cererea agregat este egal cu oferta agregat. Cunoscnd faptul c panta curbei IS indic senzitivitatea cheltuielilor cu investiiile la modificarea ratei dobnzii de politic monetar, pe baza graficului de mai sus (unde curba IS este cresctoare) se poate afirma c investiiile nu sunt elastice n raport cu rata dobnzii ( r ) i cu ir ( ir = 2784.245 este pozitiv i ndeprtat de zero, fapt ce subliniaz ideea susinut ).Curba IS este abrupta, adica investitiile din tarile emergente luate in calcul pentru anul 2013 au fost perfect inelastice in raport cu rata dobanzii, demonstrandu-se insensibilitatea investitiilor. Venitul (Y) tarilor emergente a inregistrat o evolutie constanta, in timp ce rata dobanzii de politica monetara (r) a scazut puternic, astfel incat eficacitatea politicii de sustinere monetara a fost nula.Modelul LM indic echilibrul pieei monetare atunci cnd cererea i oferta de bani sunt egale. n acest model, oferta de bani ( MS ) se presupune c este un indicator exogen determinat, n exclusivitate, de autoritatea monetar, n timp ce cererea de bani este determinat direct de mrimea venitului ( Y ) si este absolute sensibila in raport cu rata dobanzii.Concluzia la care am ajuns n urma realizrii acestei lucrri i n urma analizrii corelaiilor existente ntre indicatorii macroeconomici, este aceea c nu e suficient ca numai autoritatea monetar, prin indicatorii utilizai s acioneze pentru redresarea economiei. Este important s se acioneze i asupra politicii fiscale, pentru a se realiza ntradevr cretere economic, pentru c nu vor reui scderea inflaiei i a ratei dobnzii de politic monetar s creasc nivelul de trai din ara noastr.

Bibliografie

1. Aguiar, M., Gopinath, G., Emerging markets business cycle: The cycle is the trend. Journal of Political Economy 115, 69102,20072. Barry, F., Devereux, M.B., Expansionary fiscal contraction: A theoretical exploration, Journal of Macroeconomics, Vol. 25(1), 20033. Betty, C.,, Daniel, Christos Shiamptanis., Pushing the limit?Fiscal policy in the European Monetary Union,Journal of Economic Dynamics & Control, Vol 37, No 2307-2321, 20134. Blanchard, Olivier, and Jordi Gal, Real wage rigidities and the New Keynesian model,Journal of Money, Credit, and Banking39 (supplement 1), 2007 5. Cogley, T., Sargent, T., Drifts and volatilities: monetary policies and outcomes in the post WWII US, Review of Economic Dynamics, 8, 20056. Friedman, B.M., Maier, W., Why a Dual Mandate is Right for Monetary Policy?, Bank for International Settlements, conference, Lucerne, 26-27 June, 20107. Giavazzi, F., Pagano, M., Can severe fiscal contractions be expansionary? Tales of two small European countries, NBER Macroeconomics Annual 5, 19908. Giordani, P., Kohn, R., Efficient Bayesian inference for multiple change-point and mixture innovation models, Journal of Business and Economic Statistics, 26, 20089. Cuadra,G, Juan M. Sanchez, Horacio Sapriza, Fiscal policy and default risk in emerging markets, Review of Economic Dynamics Vol 13,No 452469, (2010)10. Kandil, M., Hanan, M., Fiscal Stimulus and Credibility in Emerging Countries, Eastern Economic Journal,(120), 201311. Isrescu, C. M., Economia romneasc n perspectiva anului 2000: Piaa i politica valutar n Romnia, Banca Naional a Romniei, 199912. J.R. Hicks, 1937. Mr. Keynes and the 'Classics', A Suggested Interpretation, Econometrica, 5(2)13. J.R. Hicks, 'IS-LM': An Explanation,Journal of Post Keynesian Economics, Vol. 3, No. 2, 198014. John Fraser Muth Rational Expectations and the Theory of Price Movements, from 196115. Mankiw, G., The savers-spenders theory of fiscal policy, American Economic Review, 200016. Neumeyer, P., Perri, F., Business cycles in emerging economies: The role of interest rates. Journal of Monetary Economics 52 (2), 345380, 200517. Primiceri, G., Time varying structural vector auto regressions and monetary policy, Review of Economic Studies, 72, 200518. Sims, C., Zha, T., Were there regime switches in macroeconomic policy?, American Economic Review, 96, 200619. Uribe, M., Yue, V., Country spreads and emerging countries: Who drives whom? Journal of International Economics 69, 636,200620. Zelal, A., Neslihan, K., Umit Ozlale, Coordination between monetary policy and fiscal policy for an inflation targeting emerging market, Journal of International Money and Finance 29 123138, 201021. www.mfinante.ro22. www.bnr.ro23. www.insse.ro24. http://epp.eurostat.ec.europa.eu/http://www.thebankerdatabase.com/

Vector Autoregression Estimates

Date: 06/09/14 Time: 23:00

Sample (adjusted): 1992 2013

Included observations: 22 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

PIBREALFREALPRESFISCALAINFLATIARMASAMONETARA

PIBREAL(-1)-4.439527-0.9612780.0080380.0633650.0665740.012435

(2.49506)(0.36148)(0.01475)(0.07864)(0.04080)(0.07911)

[-1.77933][-2.65927][ 0.54501][ 0.80574][ 1.63153][ 0.15719]

PIBREAL(-2)4.2785310.762608-0.003085-0.056513-0.049545-0.033031

(2.35184)(0.34073)(0.01390)(0.07413)(0.03846)(0.07457)

[ 1.81923][ 2.23815][-0.22192][-0.76238][-1.28815][-0.44297]

VFREAL(-1)29.326205.711447-0.013995-0.361459-0.344760-0.229818

(17.0135)(2.46490)(0.10057)(0.53625)(0.27824)(0.53943)

[ 1.72370][ 2.31711][-0.13916][-0.67405][-1.23907][-0.42604]

VFREAL(-2)-10.96857-1.7469750.0265760.1800980.1022450.107174

(6.25757)(0.90659)(0.03699)(0.19723)(0.10234)(0.19840)

[-1.75285][-1.92697][ 0.71848][ 0.91312][ 0.99910][ 0.54018]

PRESFISCALA(-1)11.382481.916992-0.630058-0.445237-0.4047780.044670

(50.5955)(7.33022)(0.29908)(1.59472)(0.82744)(1.60418)

[ 0.22497][ 0.26152][-2.10668][-0.27919][-0.48919][ 0.02785]

PRESFISCALA(-2)162.906823.62197-0.2546380.427299-1.831836-0.349216

(43.9705)(6.37040)(0.25992)(1.38591)(0.71910)(1.39413)

[ 3.70491][ 3.70808][-0.97969][ 0.30832][-2.54741][-0.25049]

INFLATIA(-1)-9.925722-1.5945560.0023460.855604-0.0547750.370431

(8.94313)(1.29567)(0.05286)(0.28188)(0.14626)(0.28355)

[-1.10987][-1.23068][ 0.04438][ 3.03536][-0.37451][ 1.30640]

INFLATIA(-2)-2.923153-0.2672140.0694170.0225990.193154-0.673882

(10.7113)(1.55185)(0.06332)(0.33761)(0.17517)(0.33961)

[-0.27290][-0.17219][ 1.09635][ 0.06694][ 1.10264][-1.98426]

R(-1)-31.06016-5.2533240.4947031.1949860.872312-0.797632

(24.9353)(3.61260)(0.14740)(0.78594)(0.40779)(0.79060)

[-1.24563][-1.45417][ 3.35629][ 1.52046][ 2.13910][-1.00889]

R(-2)-25.66160-3.3720840.4429841.2345100.641352-1.099120

(33.2867)(4.82254)(0.19676)(1.04917)(0.54437)(1.05539)

[-0.77093][-0.69923][ 2.25137][ 1.17666][ 1.17815][-1.04144]

MASAMONETARA(-1)-4.186049-0.5579110.003933-0.0051310.0669960.614963

(8.57483)(1.24231)(0.05069)(0.27027)(0.14023)(0.27187)

[-0.48818][-0.44909][ 0.07759][-0.01898][ 0.47775][ 2.26194]

MASAMONETARA(-2)13.858122.0318640.0721040.422856-0.117914-0.355014

(7.54442)(1.09303)(0.04460)(0.23779)(0.12338)(0.23920)

[ 1.83687][ 1.85893][ 1.61683][ 1.77825][-0.95568][-1.48415]

C631.133495.25936-24.51112-78.35548-3.87283294.95588

(1488.38)(215.634)(8.79798)(46.9122)(24.3410)(47.1905)

[ 0.42404][ 0.44176][-2.78599][-1.67026][-0.15911][ 2.01218]

R-squared0.8824700.8164290.7167970.9427690.6872050.759324

Adj. R-squared0.7257620.5716690.3391930.8664620.2701460.438424

Sum sq. resids251205.15272.7708.777469249.559967.18617252.5297

S.E. equation167.067924.204610.9875605.2658212.7322395.297061

F-statistic5.6313273.3356231.89827612.354841.6477392.366228

Log likelihood-133.9895-91.48860-21.10925-57.93187-43.49732-58.06200

Akaike AIC13.362689.4989643.1008416.4483525.1361206.460182

Schwarz SC14.0073810.143673.7455487.0930595.7808277.104888

Mean dependent242.343231.248644.20500021.1190928.3590934.45909

S.D. dependent319.028536.983521.21485914.409963.1981637.068553

Determinant resid covariance (dof adj.)6190459.

Determinant resid covariance29016.28

Log likelihood-300.3316

Akaike information criterion34.39378

Schwarz criterion38.26203

Vector Autoregression Estimates

Date: 06/09/14 Time: 23:00

Sample (adjusted): 1992 2013

Included observations: 22 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

PIBREALYYDCINVESTRDPM

PIBREAL(-1)11.382481.916992-0.630058-0.445237-0.4047780.044670

(50.5955)(7.33022)(0.29908)(1.59472)(0.82744)(1.60418)

[ 0.22497][ 0.26152][-2.10668][-0.27919][-0.48919][ 0.02785]

PIBREAL(-2)162.906823.62197-0.2546380.427299-1.831836-0.349216

(43.9705)(6.37040)(0.25992)(1.38591)(0.71910)(1.39413)

[ 3.70491][ 3.70808][-0.97969][ 0.30832][-2.54741][-0.25049]

Y-4.439527-0.9612780.0080380.0633650.0665740.012435

(2.49506)(0.36148)(0.01475)(0.07864)(0.04080)(0.07911)

[-1.77933][-2.65927][ 0.54501][ 0.80574][ 1.63153][ 0.15719]

Y4.2785310.762608-0.003085-0.056513-0.049545-0.033031

(2.35184)(0.34073)(0.01390)(0.07413)(0.03846)(0.07457)

YD(-1)[ 1.81923][ 2.23815][-0.22192][-0.76238][-1.28815][-0.44297]

(17.0135)(2.46490)(0.10057)(0.53625)(0.27824)(0.53943)

[ 1.72370][ 2.31711][-0.13916][-0.67405][-1.23907][-0.42604]

YD(-2)-10.96857-1.7469750.0265760.1800980.1022450.107174

(6.25757)(0.90659)(0.03699)(0.19723)(0.10234)(0.19840)

[-1.75285][-1.92697][ 0.71848][ 0.91312][ 0.99910][ 0.54018]

C(-1)-9.925722-1.5945560.0023460.855604-0.0547750.370431

(8.94313)(1.29567)(0.05286)(0.28188)(0.14626)(0.28355)

[-1.10987][-1.23068][ 0.04438][ 3.03536][-0.37451][ 1.30640]

C(-2)-2.923153-0.2672140.0694170.0225990.193154-0.673882

(10.7113)(1.55185)(0.06332)(0.33761)(0.17517)(0.33961)

[-0.27290][-0.17219][ 1.09635][ 0.06694][ 1.10264][-1.98426]

INVEST(-1)-31.06016-5.2533240.4947031.1949860.872312-0.797632

(24.9353)(3.61260)(0.14740)(0.78594)(0.40779)(0.79060)

[-1.24563][-1.45417][ 3.35629][ 1.52046][ 2.13910][-1.00889]

INVEST(-2)-25.66160-3.3720840.4429841.2345100.641352-1.099120

(33.2867)(4.82254)(0.19676)(1.04917)(0.54437)(1.05539)

[-0.77093][-0.69923][ 2.25137][ 1.17666][ 1.17815][-1.04144]

RDPM(-1)-4.186049-0.5579110.003933-0.0051310.0669960.614963

(8.57483)(1.24231)(0.05069)(0.27027)(0.14023)(0.27187)

[-0.48818][-0.44909][ 0.07759][-0.01898][ 0.47775][ 2.26194]

RDPM(-2)13.858122.0318640.0721040.422856-0.117914-0.355014

(7.54442)(1.09303)(0.04460)(0.23779)(0.12338)(0.23920)

[ 1.83687][ 1.85893][ 1.61683][ 1.77825][-0.95568][-1.48415]

C631.133495.25936-24.51112-78.35548-3.87283294.95588

(1488.38)(215.634)(8.79798)(46.9122)(24.3410)(47.1905)

[ 0.42404][ 0.44176][-2.78599][-1.67026][-0.15911][ 2.01218]

R-squared0.8957300.8164290.7167970.9427690.6872050.759324

Adj. R-squared0.8459620.5716690.3391930.8664620.2701460.438424

Sum sq. resids251205.15272.7708.777469249.559967.18617252.5297

S.E. equation167.067924.204610.9875605.2658212.7322395.297061

F-statistic5.7013273.3356231.89827612.354841.6477392.366228

Log likelihood-133.9895-91.48860-21.10925-57.93187-43.49732-58.06200

Akaike AIC13.362689.4989643.1008416.4483525.1361206.460182

Schwarz SC14.0073810.143673.7455487.0930595.7808277.104888

Mean dependent242.343231.248644.20500021.1190928.3590934.45909

S.D. dependent319.028536.983521.21485914.409963.1981637.068553

Determinant resid covariance (dof adj.)6190459.

Determinant resid covariance29016.28

Log likelihood-300.3316

Akaike information criterion34.39378

Schwarz criterion38.26203

CointegrareDate: 06/10/14 Time: 00:58

Sample (adjusted): 1993 2013

Included observations: 21 after adjustments

Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant)

Series: PIBREAL INFLATIA MASAMONETARA

Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

HypothesizedTrace0.05

No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.**

None *0.66999437.3264435.192750.0290

At most 10.46129514.0448820.261840.2863

At most 20.0489761.0545429.1645460.9444

Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

HypothesizedMax-Eigen0.05

No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.**

None *0.66999423.2815622.299620.0364

At most 10.46129512.9903415.892100.1355

At most 20.0489761.0545429.1645460.9444

Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):

PIBREALINFLATIAMASAMONETARAC

-0.005564-0.109571-0.0929866.990699

-0.002417-0.0623160.161175-3.420289

0.000835-0.046576-0.0221900.932936

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(PIBREAL)108.4867119.5026-17.02779

D(INFLATIA)0.8734570.9811970.977892

D(MASAMONETARA)3.614703-2.1426760.143322

1 Cointegrating Equation(s):Log likelihood-260.5583

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

PIBREALINFLATIAMASAMONETARAC

1.00000019.6931016.71228-1256.438

(2.92682)(6.47956)(241.237)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(PIBREAL)-0.603610

(0.30719)

D(INFLATIA)-0.004860

(0.00697)

D(MASAMONETARA)-0.020112

(0.00610)

2 Cointegrating Equation(s):Log likelihood-254.0632

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

PIBREALINFLATIAMASAMONETARAC

1.0000000.000000286.3094-9892.495

(78.7108)(2727.62)

0.0000001.000000-13.68993438.5321

(3.89561)(134.997)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(PIBREAL)-0.892411-19.33384

(0.27319)(5.67676)

D(INFLATIA)-0.007231-0.156849

(0.00743)(0.15447)

D(MASAMONETARA)-0.014934-0.262542

(0.00567)(0.11775)

Tabel nr.1 Evoluia indicatorilor pe piaa bunurilor

Tari CGIXImNXD=Y=NX+C+G+I

Bulgaria25183.66767.98267.928047.628422.6-37539844.4

Cehia75790.530886.733040.1117504.7108003.89500.9149218.2

Estonia9604.33594.34661.316220.316077143.318003.2

Ungaria52798.620132.217786.294196.286349.47846.898563.8

Letonia14614.43851.14933.313945.914381.3-435.422963.4

Lituania22055.65845.16346.630093.729764.2329.534576.8

Polonia236922.270316.471762.5186257.5176803.19454.4388455.5

Romania89267.521173.833538.759956.860758.2-801.4143178.6

Slovacia41545.712847.413761.470430.2658804550.272704.7

Croatia26440.98578.3797018613.218372.1241.143230.3

media18399.323045.44

Sursa: www.mfinante.ro, www.insse.ro, http://epp.eurostat.ec.europa.eu/

Tabel nr. 2 Evoluia indicatorilor pe piaa monetarTari YTYd=Y-TYr

Bulgaria39844.405073.734770.7039844.403.47

Cehia149218.214882.8134335.40149218.22.11

Estonia18003.22186.715816.5018003.21.25

Ungaria98563.815233.883330.0098563.85.92

Letonia22963.42387.620575.8022963.43.34

Lituania34576.83538.631038.2034576.83.83

Polonia388455.547827.5340628.00388455.54.03

Romania143178.616773.4126405.20143178.65.41

Slovacia72704.76164.866539.9072704.73.19

Croatia43230.36933.436296.9043230.34.68

Sursa: www.mfinante.ro, www.insse.ro,http://epp.eurostat.ec.europa.eu/

Tabel nr. 3 Modelul IS - LMYModelul IS - LM

04.06-10.65

100004.02-7.64

300003.96-1.62

494283.894.23

500003.884.4

600003.867.41


Recommended