+ All Categories
Home > Documents > Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 /...

Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 /...

Date post: 31-Jul-2020
Category:
Upload: others
View: 12 times
Download: 0 times
Share this document with a friend
193
Transcript
Page 1: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat
Page 2: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018

SUMAR / CONTENTS 11/2018REVISTA ROMÂNĂ DE STATISTICĂ SUPLIMENT

REPERE PRIVIND EVOLUŢIA PRODUSULUI INTERN BRUT ÎN ULTIMII ANI 3LANDMARKS ON THE DEVELOPMENT OF THE GROSS DOMESTIC PRODUCT IN THE LAST YEARS 15Prof. Constantin ANGHELACHE PhD Assoc. prof. Mădălina-Gabriela ANGHEL PhD Ștefan Gabriel DUMBRAVĂ Ph.D StudentDaniel DUMITRU Ph.D StudentMaria Mirea Ph.D Student

ANALIZA ACCESULUI IMM-URILOR LA FINANŢARE 28ANALYSIS OF SMES’ ACCESS TO FINANCE 38Bianca Silvia Chisulescu

ASPECTE PRIVIND MIȘCAREA NATURALĂ A POPULAȚIEI, FORȚA DE MUNCA SI LOCURILOR VACANTE DIN ECONOMIE 48ASPECTS ON NATURAL MOVEMENT OF POPULATION, LABOR FORCE AND VACANCIES IN ECONOMY 60Assoc. prof. Mădălina-Gabriela ANGHEL PhD Prof. Constantin ANGHELACHE PhD Doina Avram, PhD studentDoina Burea. PhD studentAndreea – Ioana MARINESCU PhD Student

VALIDITATEA ŞI INTENSITATEA MODELELOR CLASICE ALE ISD ÎN ECONOMIILE CENTRAL ŞI EST EUROPENE 71VALIDITY AND INTENSITY OF CLASSICAL MODELS OF FDI IN CENTRAL AND EAST EUROPEAN ECONOMIES 91Ec. Simina - Ioana Broștescu, PhD student

IFRS 9 DE LA PROIECT LA IMPLEMENTARE PROVOCARE PENTRU SISTEMUL BANCAR 111IFRS 9 FROM PROJECT TO IMPLEMENTATION CHALLENGE FOR THE BANKING SYSTEM 121Elena Barsu

MODEL DE EVALUARECA IMPLEMENTĂRII SCHEMELOR DE GARANTARE A CREDITELOR 130EVALUATION MODEL OF CREDIT GUARANTEE SCHEMES 147Bianca Silvia Chisulescu

IMPACTUL REVERSIBIL AL DINAMICII PRODUSULUI INTERN BRUT CU IMPORTURILE ŞI EXPORTURILE DE BUNURI ŞI SERVICII ALE ROMÂNIEI 163Conf. univ. dr. Nicolae MihăilescuClaudia CăpățânăUniversitatea „Hyperion” – București

www.revistadestatistica.ro/supliment

Page 3: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 20182

Page 4: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 3

Repere privind evoluţia Produsului Intern Brut în ultimii ani

Prof. univ. dr. Constantin ANGHELACHE ([email protected])

Academia de Studii Economice din București / Universitatea „Artifex” din BucureștiConf. univ. dr. Mădălina-Gabriela ANGHEL ([email protected])

Universitatea „Artifex” din BucureștiDrd. Ștefan Gabriel DUMBRAVĂ ([email protected])

Academia de Studii Economice din BucureștiDrd. Daniel DUMITRU ([email protected])

Academia de Studii Economice din BucureștiMaria MIREA ([email protected])

Academia de Studii Economice din București

Abstract Produsul intern brut este indicatorul macroeconomic de rezultate cel mai complex, evidențiind efi ciența cu care s-au consumat factorii de producție într-o perioadă de timp, de regulă un an. Modul de calcul al acestui indicator este diferit, dar dintre cele trei metode cunoscute (de producție, pe baza cheltuielilor sau a veniturilor) se utilizează primele două. Analiza produsului intern brut se efectuează pornind de la resursele existente și modul în care acestea au fost consumate. În acest articol am efectuat o asemenea analiză, evidențiind contribuția fi ecărei ramuri la formarea PIB. De asemenea, am efectuat analiza PIB și din punct de vedere al utilizărilor fi nale. Important este și modul de calcul al PIB în prețuri curente, precum și defl atarea pentru a asigura comparabilitatea în timp și în spațiu. Pentru o mai ușoară interpretare a datelor utilizate am recurs la prezentarea acestora în tabele sintetice, precum și prin reprezentări grafi ce. Calculul PIB se efectuează în trei etape, respectiv: prima este cea a estimării provizorii, apoi estimarea pe baza de date semidefi nitive și, în fi nal, estimarea pe bază de date defi nitive. În articol se evidențiază și sursele de date utilizate. Revizuirea calculelor PIB produce și unele modifi cări, care se fi nalizează în momentul determinării defi nitive. Cuvinte cheie: Produs Intern Brut, resurse, utilizări, dinamică, date defi nitive, defl ator Clasifi carea JEL: E01, E21

Page 5: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 20184

Introducere În acest articol, autorii au pus accentul pe analiza PIB realizat în ultimii ani. Se prezintă aspectele metodologice pe care le presupune estimarea produsului intern brut, până la faza defi nitivă. Toate datele metodologice sunt preluate din metodologia Institutului Național de Statistică, oferind cititorului posibilitatea de a înțelege conținutul indicatorului supus analizei. După clarifi carea acestor aspecte se prezintă și se efectuează analiza rezultatelor defi nitive obținute în anul 2016. Apoi , pe baza datelor defi nitive se efectuează analiza rezultatelor obținute de Romania în perioada 2005-2016. Se constată că în anii 2009 și 2010 se înregistrează scăderi ale nivelului PIB, ca urmare a efectelor crizei economico-fi nanciare, care în țara noastră s-a resimțit cu precădere în cei doi ani. Sechelele acestei crize, care a afectat toate țările, s-au resimțit și în anii următori. Analiza nivelului PIB în anul 2016 s-a efectuat și cu privire la resursele utilizate, precum și a utilizărilor acestui indicator de rezultate. În cadrul acestui studiu s-au utilizat seriile de date, precum și reprezentările grafi ce. Studiul poate fi adâncit prin utilizarea de modele econometrice, prin care se calculează parametrii pe baza cărora se pot efectua previziuni privind evoluția acestui indicator în perioada următoare.

Literature review Aisen and Veiga (2013) au analizat modul în care creșterea economică este infl uențată de instabilitatea politică. Anghelache (2018) a realizat un studiu cu privire la evoluția PIB în ansamblul Uniunii Europene, precum și în fi ecare țară membră a acesteia. Anghelache și colaboratorii (2018), precum și Anghelache, Anghel, Marinescu and Dumbravă (2018) au analizat modul de evoluție a Produsului Intern Brut în România. Anghelache (2017) a efectuat o analiză complexă a economiei românești, fi ind o lucrare de referință în domeniul statisticii macroeconomice. Anghelache, Anghel, and Stoica (2017) au cercetat evoluția trimestrială a PIB, punând accent pe semnifi caţia ratei de creştere. Bhandari and Frankel (2015) au abordat aspecte referitoare la Produsul Intern Brut nominal al statelor afl ate în curs de dezvoltare. O temă similară a fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat corelația dintre PIB, venitul real și bunăstarea economică, în timp ce Foerster and Choi (2016) au studiat consumul de creștere și recuperarea crizei post-fi nanciare. Reis (2009) a studiat o temă privind consumului agregat. Nalewaik (2012) au abordat elemente legate de estimarea probabilităților de recesiune în timp real cu produsul intern brut și venitul intern brut. Lahiri and Sheng (2010) au analizat relația PIB – infl ație.

Page 6: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 5

Metodologia cercetării, date, rezultate și discuții Este normal ca, înainte de a aborda în extenso aspectele privind evoluția intern brut să facem câteva precizări metodologice.1

Produsul intern brut la preţ de piaţă (PIB), principalul agregat

macroeconomic al contabilităţii naţionale, reprezintă rezultatul fi nal al

activităţii de producţie al unităţilor producătoare rezidente, în decursul unei

perioade, respectiv un an. Produsul intern brut anual la preţ de piaţă, în preţuri

curente, se estimează prin cele trei metode, ( metoda de producţie, metoda

cheltuielilor şi metoda veniturilor). La estimarea produsului intern brut în

preţuri medii ale anului precedent se utilizează doar primele două metode.

Conform metodei de producție, PIB-ul se calculează după relația:

PIBT = VAB+IP-SP,

unde:

VAB = valoarea adăugată brută la preţ de bază;

IP = impozitele pe produs;

SP = subvenţiile pe produs.

După metoda cheltuielilor calculul PIB se realizează utilizând relația:

PIBT = CF+FBC+E-I,

unde:

CF = consumul fi nal efectiv;

FBC = formarea brută de capital;

E = exportul de bunuri şi servicii;

I = importul de bunuri şi servicii.

Metoda veniturilor are la bază relația:

PIBT = RS+IPI-ST+EBE,

unde:

RS =remunerarea salariaţilor;

IPI = impozitele pe producţie şi importuri;

ST = subvenţiile totale;

EBE = excedentul brut de exploatare.

Produsul intern brut se estimează în trei variante, în funcție de utilizarea

și defi nitivarea surselor de date utilizate, respectiv: provizorii, semidefi nitive

și defi nitive.

La estimarea PIB - varianta provizorie - se utilizează, într-o mare

măsură, surse indirecte, metode de estimare şi extrapolare – în lipsa unor

1. Datele ce vor fi prezentate sunt preluate din metodologia ofi cială utilizată de INS în calculul produsului intern brut.

Page 7: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 20186

date primare complete, nedisponibile în momentul calculării PIB în varianta provizorie. Principalele surse de date utilizate pentru estimarea Produsului intern brut anual, în varianta provizorie, sunt: anchete infra-anuale privind indicii producţiei industriale, indicii lucrărilor de construcţii, indicii volumului cifrei de afaceri din comerţ cu amănuntul şi servicii pentru populaţie, indicii parcursului mărfurilor şi călătorilor, indicii investiţiilor, indicii valorici ai cifrei de afaceri din comerţul cu ridicata şi serviciile pentru întreprinderi; indicii preţurilor producţiei industriale, indicii preţurilor de consum, indicii de cost în construcţii; indicii preţurilor serviciilor, indicii valorii unitare din comerţul exterior; contul de producţie al agriculturii, elaborat pe baza datelor operative provenind de la Ministerul Agriculturii – date provizorii; anchete infra-anuale privind câştigurile salariale şi efectivul de salariaţi); surse administrative (execuţia provizorie a Bugetului general consolidat; surse contabile şi fi nanciare (bilanţurile contabile ale instituţiilor fi nanciare) și alte surse de date (balanţa de plăţi externe – date provizorii). Estimarea PIB în preţuri curente şi constante (preţurile medii ale anului precedent), este importantă, utilizându-se metodele cunoscute. Utilizarea metodei de producţie, presupune estimarea producţiei pentru societăţile nefi nanciare (întreprinderi), gospodăriile populaţiei şi instituţiile non-profi t producţia se estimează, pe ramuri de activitate (10 ramuri), prin extrapolarea în volum şi preţ, sau în valoare, a producţiei din anul precedent, utilizând indicii de volum, de preţ şi valorici disponibili din sursele de date statistice pentru societăţile fi nanciare şi administraţiile publice producţia se determină, direct, pe baza surselor de date (bilanţuri contabile şi execuţii bugetare). Estimarea consumului intermediar pentru societăţile nefi nanciare (întreprinderi), gospodăriile populaţiei şi instituţiile non-profi t consumul intermediar se estimează, pe ramuri de activitate (10 ramuri), prin aplicarea ponderii consumului intermediar în producţie din anul precedent (pe baza ipotezei constanţei coefi cienţilor tehnologici), în lipsa unor informaţii privind ponderile efective ale anului curent pentru societăţile fi nanciare şi administraţiile publice consumul intermediar se determină, direct, pe baza surselor de date (bilanţuri contabile şi execuţii bugetare) estimarea valorii adăugate brute (valoarea adaugată brută se calculează ca sold între producţie şi consum intermediar) și calcularea impozitelor şi subvenţiilor pe produs, impozitele şi subvenţiile pe produs se calculează direct, pe baza datelor din bugetul consolidat. Utilizarea metodei cheltuielilor constă în a considera componente principale ale PIB prin metoda cheltuielilor, respectiv: Cheltuiala pentru consum fi nal (Consumul fi nal efectiv al gospodăriilor populaţiei, format din:

Page 8: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 7

Cheltuiala pentru consum fi nal al gospodăriilor populaţiei; Cheltuiala pentru

consum fi nal al administraţiilor publice; Cheltuiala pentru consumul fi nal al

instituţiilor fără scop lucrativ în serviciul gospodăriilor populaţiei (IFSLSGP);

Consumul fi nal efectiv al administraţiilor publice; Formarea brută de capital,

formată din: (Formarea brută de capital fi x , variaţia de stoc, exportul net de

bunuri şi servicii, calculat ca sold dintre: export de bunuri şi servicii, import

de bunuri şi servicii.

Estimarea cheltuielii pentru consumul fi nal al gospodăriilor populaţiei

şi formării brute de capital fi x se realizează prin extrapolare în volum şi preţ,

sau în valoare, a valorilor nominale din anul precedent, utilizând indicii

de volum, preţ şi valorici disponibili din sursele de date statistice privind

comerţul cu amănuntul, serviciile prestate populaţiei, parcursul călătorilor,

investiţii, indicii preţurilor de consum, indicii de cost în construcţii, indicii

preţurilor producţiei agricole.

Cheltuiala pentru consumul fi nal al administraţiilor publice se

determină, direct, pe baza datelor din execuţiile bugetare.

Estimarea cheltuielii pentru consumul fi nal al instituţiilor fără scop

lucrativ în serviciul gospodăriilor populaţiei se realizează prin extrapolare, pe

baza unor ipoteze de volum şi preţ. Exportul şi importul de bunuri şi servicii

se determină direct, pe baza datelor din balanţa de plăţi.

A doua etapă constă în estimarea PIB în varianta semidefi nitivă și

defi nitivă.

Principalele surse de date utilizate pentru estimarea Produsului intern

brut anual, în varianta semidefi nitivă şi cea defi nitivă, sunt: surse statistice

(ancheta structurală în întreprinderi; ancheta bugetelor de familie; ancheta forţei

de muncă în gospodării (AMIGO); conturile Economice pentru Agricultură;

balanţa produselor agricole; costul forţei de muncă; recensământul populaţiei

şi locuinţelor; anchete specifi ce realizate de către direcţiile de specialitate

din INS privind industria, transporturile, comerţul, construcţiile, serviciile,

numărul de salariaţi, câştigurile salariale, etc.; alte anchete anuale şi infra-

anuale disponibile privind producţia industrială, de construcţii, servicii,

comerţ; indicii preţurilor din economie); surse administrative (execuţia

Bugetului general al administraţiilor publice - raportările bugetare, format

din: Bugetul administraţiei publice centrale; Bugetele administraţiilor locale;

Bugetul securităţii sociale, compus din: Fondul de Şomaj, Fondul asigurărilor

de sănătate, Fondul de Securitate Socială; declaraţiile pe venitul global

din activităţile independente, depuse de către întreprinzătorii individuali şi

asociaţiile familiale la Ministerul Finanţelor Publice (MFP)); surse contabile şi

fi nanciare (situaţiile fi nanciare ale societăţilor fi nanciare; situaţiile fi nanciare

ale altor agenţi economici); alte surse de date (balanţa de plăţi).

Page 9: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 20188

O primă problemă o reprezintă estimarea PIB în preţuri curente. În acest sens, prin metoda de producție se realizează evaluarea producţiei şi consumului intermediar în preţuri curente se realizează, pe sectoare instituţionale şi pe ramuri de activitate, în mod direct, pe baza informaţiilor din sursele de date disponibile. În cazul valorii adăugate brute, aceasta se estimează, în prețuri curente, ca sold între producţie şi consum intermediar. Calcularea impozitelor si subvenţiilor pe produs are la bază datele din execuţiile bugetare. Utilizând metoda cheltuielilor, evaluarea fi ecărei componente se realizează, în mod direct, pe baza informaţiilor din sursele de date disponibile. Atunci când folosim metoda veniturilor, PIB se obţine ca sumă a următoarelor elemente: remunerarea salariaţilor (salarii şi indemnizaţii brute şi cotizaţii sociale în sarcina angajatorului), excedentul brut de exploatare, alte impozite pe producţie, impozitele pe produse, din care se scad alte subvenţii pe producţie şi subvenţiile pe produse. Evaluarea remunerării salariaţilor, a impozitelor şi subvenţiilor se obtine, în mod direct, pe baza informaţiilor din sursele de date disponibile, iar excedentul brut de exploatare este soldul contului de exploatare şi reprezintă ceea ce rămâne din valoarea adăugată, nou creată în procesul de producţie, după remunerarea salariaţilor şi plata impozitelor pe producţie. În fi nal se realizează estimarea PIB în preţuri constante (preţurile medii ale anului precedent) în cadrul sistemului conturilor naţionale româneşti prin două metode: metoda de producţie şi metoda cheltuielilor. Pentru fi ecare metodă se folosesc indici independenţi ai componentelor iar rezultatele fi nale sunt supuse reconcilierii. Produsul intern brut în preţuri constante rezultă din agregarea elementelor sale componente, evaluate în preţuri constante. Estimarea în preţuri constante se realizează prin două metode: metoda defl atării prin preţ; conform căreia valorile în preţuri curente se defl atează cu indici de preţ corespunzători, şi anume: indici de preţ ai producţiei industriale, indici de cost în construcţii, indici de preţ ai serviciilor, indicii preţurilor de consum, indicii valorii unitare, indici ai preţurilor „intrărilor”, (preţul forţei de muncă sau un preţ mediu al consumurilor intermediare etc). A doua metodă constă în extrapolarea volumului, conform căreia valorile nominale din anul precedent se extrapolează în volum utilizându-se indicii de volum ai producţiei și indicatori de volum ai „intrărilor” (numărul salariaţilor sau modifi carea de volum a producţiei). Evoluţia Produsului intern brut în perioada 2005-2016 este reprezentată în fi gura nr. 1, respectiv cursul pe care l-a evidențiat acest indicator.

Page 10: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 9

Evoluția PIB în perioada 2005-2016 (modifi cări față de anul precedent – %)

Figura 1precedent – %)

4,2

8,1

6,9

8,3

5,9

2,8

2,01,2

3,5 3,43,9

4,8

2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

Sursa: Institutul Național de Statistică – Comunicatul de presă nr. 269/2018

Se poate observa că în anii 2009 si 2010 PIB a urmat un curs descendent

înregistrându-se o scădere de – 5,9% în 2009 fată de 2008, respectiv de – 2,8% în 2010 fată de 2009. Aceasta s-a datorat efectelor crizei economico-fi nanciare din perioada 2007-2008. Produsul intern brut estimat pentru anul 2016 – date defi nitive a fost de 765135,4 milioane lei preţuri curente, în creştere – în termeni reali – cu 4,8% faţă de anul 2015. În tabelul nr. 1 se evidentiază nivelul PIB în prețuri curente, dinamica PIB (%) fată de anul 2015 și defl atorul PIB (%) fată de anul 2015.

Produsul intern brut, în anul 2016Tabelul 1

Date semidefi nitive

Date defi nitive

Diferențe (+/-)

Milioane lei preţuri curente 767377.3 765135.4 -2241.9Dinamica PIB - în % faţă de anul 2015 104.8 104.8 0.0Defl ator PIB - în % faţă de anul 2015 102.7 102.5 -0.2Sursa: Institutul Național de Statistică – Comunicatul de presă nr. 269/2018

Precizăm faptul că nivelul revizuit în 2018, comparativ cu varianta semidefi nitivă, în varianta defi nitivă Produsul Intern Brut nominal estimat pentru anul 2016 s-a redus cu 0,3%.

Page 11: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201810

O analiză privind evoluția Produsului Intern Brut evidențiază că din

punctul de vedere al formării PIB, modifi cările care au intervenit în varianta

defi nitivă, comparativ cu cea semidefi nitivă, atât în ceea ce priveşte dinamica

cât şi defl atorii pe ramuri de activitate, sunt prezentate în tabelul nr. 2.

Evoluţia categoriilor de resurse, în anul 2016

Tabelul 2

Dinamică

- în % faţă de anul 2015-

Defl ator

- în % faţă de anul 2015-

Date

semidefi nitive

Date

defi nitive

Date

semidefi nitive

Date

defi nitive

Agricultură, silvicultură şi pescuit 104.7 104.2 99.7 100.0

Industrie 105.3 105.1 101.8 102.0

Construcţii 112.7 112.3 98.7 98.4

Comerţ cu ridicata și cu

amănuntul; repararea

autovehiculelor şi motocicletelor;

transport şi depozitare; hoteluri şi

restaurante

110.7 109.3 104.4 102.6

Informații și comunicații 109.4 106.3 102.8 101.9

Intermedieri fi nanciare şi

asigurări93.6 111.1 103.3 102.0

Tranzacţii imobiliare 102.0 101.8 101.9 101.8

Activități profesionale, științifi ce

și tehnice; activități de servicii

administrative și activități de

servicii suport

100.9 102.0 104.2 103.6

Administrație publică și apărare;

asigurări sociale din sistemul

public; învățământ; sănătate și

asistență socială

100.3 99.8 122.3 123.9

Activități de spectacole, culturale

și recreative; reparații de produse

de uz casnic și alte servicii

94.8 90.0 110.1 109.7

Valoarea adăugată brută – total 105.0 104.9 104.8 104.4

Impozite nete pe produs 103.4 103.8 87.8 88.1

Produsul intern brut 104.8 104.8 102.7 102.5

Sursa: Institutul Național de Statistică – comunicatul de presă nr. 269/2018

Din punctul de vedere al utilizării Produsului intern brut, modifi cările

care au intervenit în varianta defi nitivă, comparativ cu cea semidefi nitivă, atât

în ceea ce priveşte dinamica, cât şi defl atorii pe categorii de utilizări, sunt

prezentate în tabelul nr. 3.

Page 12: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 11

Evoluţia categoriilor de utilizări, în anul 2016

Tabelul 3

Dinamică

- în % faţă de anul 2015-

Defl ator

- în % faţă de anul 2015-

Date

semidefi nitive

Date

defi nitive

Date

semidefi nitive

Date

defi nitive

Consumul fi nal efectiv total 106.9 106.8 102.9 103.3

Consum fi nal individual efectiv al gospodăriilor populaţiei

108.0 107.4 102.2 102.8

Cheltuiala pentru consumul fi nal al gospodăriilor populaţiei

108.1 108.3 100.9 100.7

Cheltuiala pentru consumul fi nal al instituţiilor fără scop lucrativ în serviciul gospodăriilor populaţiei

85.9 83.8 100.3 102.9

Cheltuiala pentru consumul fi nal individual al administraţiilor publice

110.9 102.5 114.2 123.5

Consumul fi nal colectiv efectiv al administraţiilor publice

96.2 101.8 110.9 108.0

Formarea brută de capital fi x 97.9 99.8 101.3 99.3

Variaţia stocurilor şi a obiectelor de valoare

- - - -

Exportul net de bunuri şi servicii

- - - -

Exportul de bunuri şi servicii 108.7 116.0 99.2 92.9

Importul de bunuri şi servicii 109.8 116.5 98.8 93.2

Produsul intern brut 104.8 104.8 102.7 102.5

Sursa: Institutul Național de Statistică – comunicatul de presă nr. 269/2018

Studiul datelor din tabelul nr. 4 evidențiază că în anul 2016, între cele două estimări, s-au înregistrat modifi cări ale contribuției la formarea PIB după cum urnează: industria, de la +1,3% la +1,2%, ca urmare a modifi cării volumului de activitate cu -0,2 puncte procentuale (de la 105,3% la 105,1%); comerţul cu ridicata şi cu amănuntul; repararea autovehiculelor şi motocicletelor; transport şi depozitare; hoteluri şi restaurante, de la +1,8% la +1,6%, ca urmare a modifi cării volumului de activitate cu -1,4 puncte procentuale (de la 110,7% la 109,3%); informaţiile şi comunicaţiile, de la +0,5% la +0,3%, ca urmare a modifi cării volumului de activitate cu -3,1 puncte procentuale (de la 109,4% la 106,3%); intermedierile fi nanciare, de la -0,2% la +0,4%, ca urmare a modifi cării volumului de activitate cu +17,5 puncte procentuale (de la 93,6% la 111.1%).

Page 13: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201812

Contribuţia categoriilor de resurse la formarea şi creşterea Produsului

intern brut, în anul 2016

Tabelul 4

Contribuţia la formarea

PIB - %

Contribuţia la creşterea

PIB - %

Date

semidefi nitive

Date

defi nitive

Date

semidefi nitive

Date

defi nitive

Agricultură, silvicultură şi pescuit

4.1 4.1 0.2 0.2

Industrie 24.0 24.0 1.3 1.2

Construcţii 6.1 6.0 0.7 0.7

Comerţ cu ridicata și cu amănuntul; repararea autovehiculelor şi motocicletelor; transport şi depozitare; hoteluri şi restaurante

18.3 17.8 1.8 1.6

Informații și comunicații 5.3 5.1 0.5 0.3Intermedieri fi nanciare şi asigurări

2.9 3.4 -0.2 0.4

Tranzacţii imobiliare 8.1 8.2 0.2 0.2

Activități profesionale, științifi ce și tehnice; activități de servicii administrative și activități de servicii suport

6.8 6.9 0.1 0.1

Administrație publică și apărare; asigurări sociale din sistemul public; învățământ; sănătate și asistență socială

11.1 11.3 0.0 0.0

Activități de spectacole, culturale și recreative; reparații de produse de uz casnic și alte servicii

3.1 2.9 -0.2 -0.3

Valoarea adăugată brută – total 89.8 89.7 4.4 4.4

Impozite nete pe produs 10.2 10.3 0.4 0.4

Produsul intern brut 100.0 100.0 4.8 4.8

Sursa: Institutul Național de Statistică – Comunicatul de presă nr. 269/2018

În tabelul nr. 5 este prezentată contribuţia categoriilor de utilizări la formarea şi creşterea Produsului intern brut, în anul 2016.

Page 14: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 13

Contribuţia categoriilor de utilizări la formarea şi creşterea

Produsului Intern Brut, în anul 2016

Tabelul 5

Contribuţia la formarea

PIB - %

Contribuţia la creşterea

PIB - %

Date

semidefi nitive

Date

defi nitive

Date

semidefi nitive

Date

defi nitive

Consumul fi nal efectiv total 77.1 77.6 5.2 5.2

Consum fi nal individual efectiv al gospodăriilor populaţiei 70.0 70.2 5.5 5.1

Cheltuiala pentru consumul fi nal al gospodăriilor populaţiei 61.5 61.7 4.9 5.0

Cheltuiala pentru consumul fi nal al instituţiilor fără scop lucrativ în serviciul gospodăriilor populaţiei

0.8 0.8 -0.1 -0.1

Cheltuiala pentru consumul fi nal individual al administraţiilor publice

7.7 7.7 0.7 0.2

Consumul fi nal colectiv efectiv al administraţiilor publice 7.1 7.4 -0.3 0.1

Formarea brută de capital fi x 22.8 22.9 -0.5 -0.1

Variaţia stocurilor 1.0 0.4 0.7 0.0

Exportul net de bunuri şi servicii

-0.9 -0.9 -0.6 -0.3

Exportul de bunuri şi servicii 41.0 41.2 3.5 6.6Importul de bunuri şi servicii 41.9 42.1 4.1 6.9Produsul intern brut 100.0 100.0 4.8 4.8

Sursa: Institutul Național de Statistică – Comunicatul de presă nr. 269/2018

Studiind datele din tabelul nr. 5 vom constata că și pe categorii de

utilizări, la cele două estimări, în anul 2016, modifi cări mai importante ale contribuţiei la creşterea PIB, după cum urmează: cheltuiala pentru consumul fi nal individual al administraţiilor publice, de la +0,7% la +0,2%, ca urmare a modifi cării volumului său cu -8,4 puncte procentuale (de la 110,9% la 102,5%); consumul fi nal colectiv efectiv al administraţiilor publice, de la -0,3% la +0,1%, ca urmare a modifi cării volumului său cu +5,6 puncte procentuale (de la 96,2% la 101,8%); formarea brută de capital fi x, de la -0,5% la -0,1%, ca urmare a modifi cării volumului său cu +1,9 puncte procentuale (de la 97,9% la 99,8%); exportul net de bunuri şi servicii, de la -0,6% la -0,3%.

Concluzii

În urma studiului efectuat, pe baza datelor furnizate de Institutul Național de Statistica, se desprind o serie de concluzii teoretice si practice. Astfel, se prezintă pe larg aspectele metodologice utilizate în calculul (estimarea) PIB, oferind celor interesați posibilitatea înțelegerii conținutului acestui indicator macroeconomic de rezultate. Resursele care stau la baza

Page 15: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201814

realizării PIB joacă un rol important, rezultând că sunt încă posibilități insufi cient valorifi care. Rezulta că marea criza economico-fi nanciară din 2007-2008 a avut efect negativ asupra României. Astfel, de la o rată de creștere de 8.3% în anul 2008, în 2009 s-a înregistrat o scădere de -5 9%. În termeni economici, Romania a fost dată în urma cu câțiva ani, iar recuperarea acestei scăderi se va putea realiza în aproximativ cinci ani, după care vom reveni la nivelul, ca cifra absolută, înregistrat în 2008. Pozitiv a fost faptul că după criza economico-fi nanciară, infl ația a fost mai temperată, fi ind determinată și de reducerea cu 5 pp a TVA. Putem aprecia că a fost o situație de temperare a infl ației prin prețuri administrate.

Bibliografi e 1. Aisen, A. and Veiga, F.J. (2013). How does political instability affect economic

growth?. European Journal of Political Economy, 29, 151-167 2. Anghelache, C. (2018). Comparative Analysis of the Development of the Gross

Domestic Product in the Member States of the European Union. Romanian Statistical Review, Supplement, 8, 119-134

3. Anghelache, C., Anghel, M.G., Marinescu, A.I. and Dumbravă, Ş.G. (2018). Complex Analysis of Gross Domestic Product at the End of 2017. Romanian Statistical Review, Supplement, 2, 132-139

4. Anghelache, C. et al. (2018). Main elements of analysis of Gross Domestic Product development in Romania. Romanian Statistical Review, Supplement, 6, 17-29

5. Anghelache, C. (2017). România 2017. Starea economică la un deceniu de la aderare, Editura Economică, București

6. Anghelache, C., Anghel, M.G. and Stoica, R. (2017). Quarterly analysis of Gross Domestic Product evolution – signifi cance of growth rate. Romanian Statistical Review, Supplement, 6, 16-28

7. Bhandari, P. and Frankel, J. (2015). Nominal GDP Targeting for Developing Countries, National Bureau of Economic Research, Working Paper 20898, Cambridge

8. Chamberlin, G. (2011). Gross domestic product, real income and economic welfare. Economic & Labour Market Review, 5 (5), 5-25

9. Foerster, A.T. and Choi, J. (2016). Consumption Growth Regimes and the Post-Financial Crisis Recovery. Economic Review, Second Quarter Q (II), 25-48

10. Garin, J., Lester, R. and Sims, E. (2016). On the Desirability of Nominal GDP Targeting. Journal of Economic Dynamics and Control, 69, 21–44

11. Lahiri, K. and Sheng, X. (2010). Learning and heterogeneity in GDP and infl ation forecasts. International Journal of Forecasting, 26( 2), 265-292

12. Nalewaik, J. (2012). Estimating Probabilities of Recession in Real Time with GDP and GDI. Journal of Money, Credit and Banking, 44, 235–253

13. Reis, R. (2009). The Time-Series Properties of Aggregate Consumption: Implications for the Costs of Fluctuations. Journal of the European Economic Association, 7(4), 722-753

14. *** Institutul Național de Statistică, Comunicatul de presă nr. 269/2018

Page 16: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 15

LANDMARKS ON THE DEVELOPMENT OF THE GROSS DOMESTIC PRODUCT IN THE

LAST YEARS

Prof. Constantin ANGHELACHE PhD ([email protected])

Bucharest University of Economic Studies / „Artifex” University of Bucharest Assoc. prof. Mădălina-Gabriela ANGHEL PhD ([email protected])

„Artifex” University of Bucharest Ștefan Gabriel DUMBRAVĂ Ph.D Student ([email protected])

Bucharest University of Economic StudiesDaniel DUMITRU Ph.D Student ([email protected])

Bucharest University of Economic StudiesMaria MIREA PhD Student ([email protected]) Bucharest University of Economic Studies

Abstract Gross domestic product is the most complex macroeconomic indicator of output, highlighting the effi ciency with which inputs have been consumed

over a period of time, typically one year.

The way this indicator is calculated is different, but the fi rst two are

used among the three known methods (production, expenditure or revenue).

Gross domestic product analysis is based on existing resources and how they

were consumed. In this article, we conducted such an analysis, highlighting

the contribution of each branch to GDP formation. We also carried out the

GDP analysis in terms of end-uses.

What’s important is how to calculate GDP in current prices as well as

defl ation to ensure comparability in time and space.

For easier interpretation of the data we used, we presented them in

synthetic tables as well as graphical representations.

The GDP is calculated in three steps, namely the fi rst is the

provisional estimate, then the semi-fi nal estimate and ultimately the fi nal data

estimate. The article also highlights the data sources used. Revision of GDP

calculations also produces some changes, which are fi nalized at the time of

defi nitive determination.

Keywords: Gross Domestic Product, resources, uses, dynamics,

defi nitive data, defl ator

JEL Classifi cation: E01, E21

Page 17: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201816

Introduction

In this article, the authors emphasized the GDP analysis over the last few years. It presents the methodological aspects of estimating gross domestic product until the fi nal stage. All methodological data are taken from the methodology of the National Institute of Statistics, giving the reader the opportunity to understand the content of the indicator under analysis. After clarifying these issues, the fi nal results obtained in 2016 are presented and analyzed. Then, on the basis of the fi nal data, the analysis of the results obtained by Romania in the period 2005-2016 is carried out. It is noted that in 2009 and 2010 there are decreases in the GDP level due to the effects of the economic and fi nancial crisis, which in our country was felt especially in the two years. The sequelae of this crisis, which has affected all countries, have been felt in the years to come. The analysis of the GDP level in 2016 was also made on the resources used and the uses of this result indicator. Data series as well as graphical representations were used in this study. The study can be deepened by the use of econometric models, which calculates the parameters on which to predict the evolution of this indicator in the next period.

Literature review

Aisen and Veiga (2013) analyzed how economic growth is infl uenced by political instability. Anghelache (2018) conducted a study on the evolution of GDP across the European Union as well as in each of its member countries. Anghelache et al. (2018), as well as Anghelache, Anghel, Marinescu and Dumbravă (2018), analyzed the evolution of Gross Domestic Product in Romania. Anghelache (2017) conducted a complex analysis of the Romanian economy, being a reference work in the fi eld of macroeconomic statistics. Anghelache, Anghel, and Stoica (2017) surveyed quarterly GDP growth, focusing on the signifi cance of the growth rate. Bhandari and Frankel (2015) addressed aspects related to the nominal Gross Domestic Product of Developing States. A similar theme was dealt with by Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) investigated the correlation between GDP, real income and economic welfare, while Foerster and Choi (2016) studied growth and post-fi nancial crisis recovery. Reis (2009) studied a topic on aggregate consumption. Nalewaik (2012) addressed elements related to estimating real-time recession probabilities with gross domestic product and gross domestic income. Lahiri and Sheng (2010) analyzed the relationship between GDP and infl ation.

Page 18: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 17

Research methodology, data, results and discussions

It is normal for us to make a few methodological explanations before addressing aspects of gross domestic developments extensively. Gross domestic product (GDP), the main macroeconomic aggregate of national accounts, is the fi nal result of the production activity of resident producer units over a period of one year, respectively. The annual gross domestic product at market price, in current prices, is estimated by the three methods (production method, expenditure method and revenue method). When estimating gross domestic product in average prices of the previous year, only the fi rst two methods are used. According to the production method, GDP is calculated by:

PIBT = VAB+IP-SP, where: VAB = Gross Value Added at Base Price; IP = taxes on product; SP = subsidies on product.

According to the expenditure method, the GDP calculation is made using the relation:

PIBT = CF+FBC+E-I, where: CF = actual fi nal consumption; FBC = Gross Capital Formation; E = Export of goods and services; I = Import of goods and services.

The revenue method is based on the relationship:PIBT = RS+IPI-ST+EBE,

where: RS = remuneration of employees; IPI = taxes on production and imports; ST = total subsidies; EBE = gross operating surplus. The gross domestic product is estimated in three variants, depending on the use and fi nalization of the data sources used, namely: provisional, semi-defi nitive and fi nal. GDP estimates - the provisional version - to a large extent, indirect sources, estimation and extrapolation methods are used - in the absence of complete primary data not available at the time of GDP calculation in the provisional version.

Page 19: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201818

The main data sources used to estimate the Gross Domestic Product in the provisional version are: infra-annual surveys of industrial production indices, construction work indices, retail turnover and population services indices, commodity tracking indexes and travelers, indices of investments, value indices of wholesale turnover and services for enterprises; indices of industrial production prices, consumer price indices, cost indices in construction; price indices of services, indices of the unit value of foreign trade; agricultural production account, based on operational data from the Ministry of Agriculture - provisional data; infra-annual surveys on wage earnings and staffi ng); administrative sources (provisional implementation of the Consolidated General Budget, accounting and fi nancial sources (balance sheets of fi nancial institutions) and other data sources (external balance of payments - provisional data). The estimate of GDP in current and constant prices (average prices of the previous year) is important, using the known methods. The use of the production method involves estimating production for non-fi nancial corporations (enterprises), households and non-profi t institutions, production is estimated by industry (10 branches) by extrapolation in volume and price or in value of output the previous, using the volume, price and value indices available from the statistical data sources for fi nancial corporations and public administrations, production is determined directly on the basis of data sources (balance sheets and budget execution). Estimating intermediate consumption for non-fi nancial corporations (enterprises), households and non-profi t intermediate consumption is estimated by activity branch (10 branches) by applying the intermediate consumption in production ratio of the previous year (based on the constancy of technological coeffi cients hypothesis). in the absence of information on the actual weights of the current year for fi nancial corporations and public administrations, intermediate consumption is determined directly on the basis of data sources (balance sheets and budget execution) estimation of gross value added (Gross value added is calculated as a balance between production and intermediate consumption) and the calculation of taxes and subsidies per product, taxes and subsidies per product are calculated directly on the basis of consolidated budget data. The use of the expenditure approach consists in considering the main components of GDP by the expenditure method, namely: Final consumption expenditure (Actual fi nal consumption of households, consisting of: Final consumption expenditure of households; Final consumption expenditure of general government; the fi nal consumption of non-profi t institutions serving households (IFSLSGP); Actual fi nal

Page 20: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 19

consumption of general government; Gross capital formation, consisting of: (Gross fi xed capital formation, stock change, net exports of goods and services, calculated as balance between: export of goods and services, import of goods and services. Estimates of fi nal consumption expenditure for households and gross fi xed capital formation are made by extrapolating in volume and price or value of nominal values in the previous year using the volume, price and value indices available from the statistical data sources on trade retail, services provided to the population, travelers’ travel, investments, consumer price indices, construction cost indices, agricultural production price indices. Expenditure on government fi nal consumption is determined directly on the basis of budget execution data. Estimating the expenditure for end-use of non-profi t institutions serving households is done by extrapolation based on volume and price assumptions. Export and import of goods and services are determined directly on the basis of balance-of-payments data. The second step is to estimate GDP in the semi-fi nal and fi nal version. The main data sources used to estimate the annual Gross Domestic Product in semi-fi nal and fi nal versions are: statistical sources (structural survey in enterprises, family budget surveys, Household Labor Force Survey (AMIGO), Economic Accounts for Agriculture, balance agricultural products, labor costs, census of population and housing, specifi c surveys conducted by the NIS specialized departments on industry, transport, trade, construction, services, number of employees, salary earnings, etc., other annual and infra- annual availability of industrial production, construction, services, commerce, price indices in the economy); administrative sources (execution of the General Budget of Public Administrations - budgetary reports, consisting of: Budget of the central public administration, Budgets of local administrations, Social security budget, consisting of: Unemployment Fund, Health Insurance Fund, Social Security Fund, Global Income Statements of independent activities, fi led by individual entrepreneurs and family associations at the Ministry of Public Finance (MFP)); accounting and fi nancial sources (fi nancial statements of fi nancial companies, fi nancial statements of other economic agents); other data sources (balance of payments). A fi rst problem is the estimate of GDP in current prices. In this respect, the production method and the intermediate consumption in current prices are carried out, by institutional sectors and by branch of activity, directly based on information from the available data sources. In the case of gross value added, it is estimated, in current prices, as a balance between production and intermediate consumption.

Page 21: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201820

Calculation of taxes and subsidies per product is based on budget execution data. Using the expense method, the assessment of each component is directly based on information from the available data sources. When using the revenue method, GDP is obtained as the sum of the following: remuneration of employees (salaries and gross indemnities and social contributions to the employer), gross operating surplus, other taxes on production, taxes on products, less other subsidies on production and product subsidies. Employee remuneration, taxes and subsidies are assessed directly on the basis of information from available data sources and gross operating surplus is the balance of the operating account and represents what remains of the added value newly created in the production process, after remuneration of employees and payment of taxes on production. Finally, we estimate GDP in constant prices (average prices of the previous year) within the Romanian national accounts system by two methods: production method and expenditure method. For each method, independent component indices are used and the fi nal results are reconciled. Gross domestic product in constant prices results from the aggregation of its component components, valued at constant prices. The estimation in constant prices is made by two methods: the price defl ation method; according to which the values in current prices are defl ated by corresponding price indices, namely: industrial production price indices, construction cost indices, service price indices, consumer price indices, unit value indices, price indices of inputs „(Labor price or average price of intermediate consumption, etc.). The second method is to extrapolate the volume, according to which nominal values of the previous year are extrapolated in volume by using volume indices of production and volume indicators of „inputs” (number of employees or volume change of production). The evolution of the Gross Domestic Product during the period 2005-2016 is shown in fi gure no. 1, respectively, the course highlighted by this indicator.

Page 22: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 21

Evolution of GDP in the period 2005-2016 (changes compared to the

previous year -%)

Figure 1precedent – %)

4,2

8,1

6,9

8,3

5,9

2,8

2,01,2

3,5 3,43,9

4,8

2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

Source: National Institute of Statistics - Press release no. 269/2018

It can be noticed that GDP in 2009 and 2010 followed a downward trend of - 5.9% in 2009 compared to 2008 and - 2.8% in 2010 compared to 2009. This was due to the effects of the crisis economic and fi nancial period 2007-2008. Gross domestic product estimated for 2016 - fi nal data was 765,135.4 million ROL current prices, rising - in real terms - by 4.8% over 2015. In table no. 1 highlights GDP level in current prices, GDP dynamics (%) versus 2015 and GDP defl ator (%) as of 2015.

Gross domestic product in 2016

Table 1Semifi nal data Final data Differences (+/-)

Millions of current prices 767377.3 765135.4 -2241.9

GDP dynamics - in% compared to 2015 104.8 104.8 0.0

GDP Defl ator - in% compared to 2015 102.7 102.5 -0.2

Source: National Institute of Statistics - Press release no. 269/2018

We specify that the revised level in 2018, compared to the semi-fi nal version, in the fi nal version, the estimated Gross Domestic Product for the year 2016 decreased by 0.3%.

Page 23: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201822

An analysis of the evolution of the Gross Domestic Product shows that from the point of view of GDP formation, the changes that occurred in the defi nitive variant compared to the semi-defi nitive variant, both in terms of dynamics and defl ators by branch of activity, are presented in table no. 2.

Evolution of resource categories in 2016

Table 2

Dynamics

-in % compared to 2015-

Defl ator

- in % compared to 2015-

Semifi nal data Final data Semifi nal data Final data

Agriculture, forestry and fi shing 104.7 104.2 99.7 100.0Industry 105.3 105.1 101.8 102.0Construction 112.7 112.3 98.7 98.4Wholesale and retail trade; repair of motor vehicles and motorcycles; transportation and storage; hotels and restaurants

110.7 109.3 104.4 102.6

Information and communications 109.4 106.3 102.8 101.9

Financial intermediation and insurance

93.6 111.1 103.3 102.0

Real estate transactions 102.0 101.8 101.9 101.8Professional, scientifi c and technical activities; administrative service activities and support service activities

100.9 102.0 104.2 103.6

Public administration and defense; social insurance in the public system; education; health and social care

100.3 99.8 122.3 123.9

Performing, cultural and recreational activities; repair of household products and other services

94.8 90.0 110.1 109.7

Gross value added - total 105.0 104.9 104.8 104.4

Net taxes on product 103.4 103.8 87.8 88.1

The gross domestic product 104.8 104.8 102.7 102.5

Source: National Institute of Statistics - Press release no. 269/2018

From the point of view of the use of Gross Domestic Product, the changes that occurred in the defi nitive version as compared to the semi-defi nitive one, both in terms of dynamics and defl ators by category of uses, are presented in table no. 3.

Page 24: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 23

Evolution of use categories in 2016

Table 3.

Dynamics

-in % compared to 2015-

Defl ator

- in % compared to 2015-

Semifi nal data Final data Semifi nal data Final data

Actual total fi nal consumption 106.9 106.8 102.9 103.3

Actual individual fi nal consumption of households

108.0 107.4 102.2 102.8

Expenditure for fi nal consumption of

108.1 108.3 100.9 100.7

of households 85.9 83.8 100.3 102.9

Expenditure on end - use of non - profi t institutions in

110.9 102.5 114.2 123.5

household service 96.2 101.8 110.9 108.0

Expenditure for fi nal

consumption97.9 99.8 101.3 99.3

individual government - - - -

Final collective consumption of public administrations

- - - -

Gross fi xed capital formation 108.7 116.0 99.2 92.9

Variation of inventories and valuables

109.8 116.5 98.8 93.2

Net exports of goods and

services104.8 104.8 102.7 102.5

Source: National Institute of Statistics - Press release no. 269/2018

The study of the data in table no. 4 shows that in the year 2016, between the two estimates, there were changes in the contribution to GDP formation as required by industry: + 1.3% to + 1.2%, as a result of the change in activity volume -0.2 percentage points (from 105.3% to 105.1%); wholesale and retail trade; repair of motor vehicles and motorcycles; transportation and storage; hotels and restaurants, from + 1.8% to + 1.6%, as a result of the change in activity volume by -1.4 percentage points (from 110.7% to 109.3%); information and communications, from + 0.5% to + 0.3%, as a result of the change in activity volume by -3.1 percentage points (from 109.4% to 106.3%); fi nancial intermediation, from -0.2% to + 0.4%, as a result of the change in activity volume by +17.5 percentage points (from 93.6% to 111.1%).

Page 25: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201824

Contribution of resource categories to the formation and growth of

Gross Domestic Product in 2016

Table 4

Contribution to GDP

formation -%

Contribution to GDP

growth -%

Semifi nal data Final data Semifi nal data Final data

Agriculture, forestry and fi shing 4.1 4.1 0.2 0.2

Industry 24.0 24.0 1.3 1.2

construction 6.1 6.0 0.7 0.7

Wholesale and retail trade; repair of motor vehicles and motorcycles; transportation and storage; hotels and restaurants

18.3 17.8 1.8 1.6

Information and communications

5.3 5.1 0.5 0.3

Financial intermediation and insurance

2.9 3.4 -0.2 0.4

Real estate transactions 8.1 8.2 0.2 0.2

Professional, scientifi c and technical activities; administrative service activities and support service activities

6.8 6.9 0.1 0.1

Public administration and defense; social insurance in the public system; education; health and social care

11.1 11.3 0.0 0.0

Performing, cultural and recreational activities; repair of household products and other services

3.1 2.9 -0.2 -0.3

Gross value added - total 89.8 89.7 4.4 4.4

Net taxes on product 10.2 10.3 0.4 0.4

The gross domestic product 100.0 100.0 4.8 4.8

Source: National Institute of Statistics - Press release no. 269/2018

In table no. 5 shows the contribution of the use categories to the formation and growth of the Gross Domestic Product in 2016.

Page 26: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 25

Contribution of the use categories to the formation and growth of the

Gross Domestic Product in 2016

Table 5

Contribution to GDP

formation -%

Contribution to GDP

growth -%

Semifi nal data Final data Semifi nal data Final data

Actual total fi nal consumption 77.1 77.6 5.2 5.2

Actual individual fi nal consumption of households

70.0 70.2 5.5 5.1

Expenditure for fi nal consumption of households

61.5 61.7 4.9 5.0

Expenditure on end-use of non-profi t institutions serving households

0.8 0.8 -0.1 -0.1

Expenditure for individual fi nal consumption of general government

7.7 7.7 0.7 0.2

Final collective consumption of public administrations

7.1 7.4 -0.3 0.1

Gross fi xed capital formation 22.8 22.9 -0.5 -0.1

Stock change 1.0 0.4 0.7 0.0

Net exports of goods and services

-0.9 -0.9 -0.6 -0.3

Export of goods and services 41.0 41.2 3.5 6.6

Import of goods and services 41.9 42.1 4.1 6.9

The gross domestic product 100.0 100.0 4.8 4.8

Source: National Institute of Statistics - Press release no. 269/2018

Studying the data in table no. 5 we will fi nd that by categories of uses, in the two estimates, in 2016, more signifi cant changes in the contribution to GDP growth, as follows: expenditure for the individual fi nal consumption of general government, from + 0.7% to + 0.2% as a result of a change in its volume by -8.4 percentage points (from 110.9% to 102.5%); fi nal collective consumption of general government, from -0.3% to + 0.1%, as a result of the change in its volume by + 5.6 percentage points (from 96.2% to 101.8%); gross fi xed capital formation, from -0.5% to -0.1%, as a result of the change in its volume by +1.9 percentage points (from 97.9% to 99.8%); net exports of goods and services, from -0.6% to -0.3%.

Page 27: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201826

Conclusion

The study, based on data provided by the National Institute of Statistics, reveals a number of theoretical and practical conclusions. Thus, the methodological aspects used in calculating (estimating) GDP are presented, giving the interested persons the opportunity to understand the content of this macroeconomic indicator of results. The resources underpinning the achievement of GDP play an important role, resulting in insuffi cient capitalization. It follows that the great economic and fi nancial crisis of 2007-2008 had a negative effect on Romania. Thus, from a growth rate of 8.3% in 2008, a decrease of -5.9% was recorded in 2009. In economic terms, Romania was given a few years ago, and the recovery of this decline could be achieved in about fi ve years, after which we will return to the level as the absolute fi gure recorded in 2008. Positive was the fact that after the economic and fi nancial crisis, infl ation was more modest, and was also determined by the 5 pp reduction in VAT. We can appreciate that there was a situation of moderating infl ation through administered prices.

References

1. Aisen, A. and Veiga, F.J. (2013). How does political instability affect economic growth?. European Journal of Political Economy, 29, 151-167

2. Anghelache, C. (2018). Comparative Analysis of the Development of the Gross Domestic Product in the Member States of the European Union. Romanian Statistical Review, Supplement, 8, 119-134

3. Anghelache, C., Anghel, M.G., Marinescu, A.I. and Dumbravă, Ş.G. (2018). Complex Analysis of Gross Domestic Product at the End of 2017. Romanian Statistical Review, Supplement, 2, 132-139

4. Anghelache, C. et al. (2018). Main elements of analysis of Gross Domestic Product development in Romania. Romanian Statistical Review, Supplement, 6, 17-29

5. Anghelache, C. (2017). România 2017. Starea economică la un deceniu de la aderare, Editura Economică, București

6. Anghelache, C., Anghel, M.G. and Stoica, R. (2017). Quarterly analysis of Gross Domestic Product evolution – signifi cance of growth rate. Romanian Statistical Review, Supplement, 6, 16-28

7. Bhandari, P. and Frankel, J. (2015). Nominal GDP Targeting for Developing Countries, National Bureau of Economic Research, Working Paper 20898, Cambridge

8. Chamberlin, G. (2011). Gross domestic product, real income and economic welfare. Economic & Labour Market Review, 5 (5), 5-25

9. Foerster, A.T. and Choi, J. (2016). Consumption Growth Regimes and the Post-Financial Crisis Recovery. Economic Review, Second Quarter Q (II), 25-48

10. Garin, J., Lester, R. and Sims, E. (2016). On the Desirability of Nominal GDP Targeting. Journal of Economic Dynamics and Control, 69, 21–44

Page 28: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 27

11. Lahiri, K. and Sheng, X. (2010). Learning and heterogeneity in GDP and infl ation

forecasts. International Journal of Forecasting, 26( 2), 265-292

12. Nalewaik, J. (2012). Estimating Probabilities of Recession in Real Time with

GDP and GDI. Journal of Money, Credit and Banking, 44, 235–253

13. Reis, R. (2009). The Time-Series Properties of Aggregate Consumption:

Implications for the Costs of Fluctuations. Journal of the European Economic Association, 7(4), 722-753

14. *** Institutul Național de Statistică, Comunicatul de presă nr. 269/2018

Page 29: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201828

Analiza accesului IMM-urilor la fi nanţare

Bianca Silvia CHISULESCU

Abstract

Schemele de garantare a creditelor au devenit populare în ultimele decenii, fi ind văzute ca un instrument anticiclic în timpul crizelor fi nancia-

re. Scopul lor este de a spori accesul la fi nanţare pentru întreprinderile mici

și mijlocii percepute a fi constrânse din punct de vedere fi nanciar. Prezenta

lucrare descrie pe scurt tipurile, principiile de funcționare și caracteristicile

importante ale unei scheme de garantare, concentrându-se asupra unei anu-

mite scheme de garantare, implementată de Fondul European de Investiții în

colaborare cu o bancă românească. Analiza urmărește să furnizeze dovezi

empirice privind impactul schemelor de garantare asupra performanței fi nan-

ciare a benefi ciarilor, respectiv dacă acestea duc la adiționalitate economică.

Cuvinte cheie: intreprinderi mici si mijlocii, credite bancare, scheme

de garantare, institutii europene, acces la fi nantare

Clasifi carea JEL: F21, G12

Literature review

Există multe lucrări care se axează pe analiza teoretică a schemelor de garantare, în special pe cele publice. Acestea oferă o analiză a modului în care schemele funcționează în diferite părți ale lumii, catacteristicile care le pot

infl uența efi cacitatea, dezbat rolul acestora în facilitarea accesului la împru-

muturile bancare, sustenabilitatea și efi ciența acestora, abordând char și chiar

justifi carea intervenției guvernamentale în cazul celor publice.

Un exemplu demn de remarcat este un studiu vechi, dar cuprinzător al lui Levitsky și al lui Prasad1, care au abordat o gamă largă de aspecte ale diverselor SGC din întreaga lume, utilizând date din 27 de țări dezvoltate și în

curs de dezvoltare. Este primul studiu care admite că măsurarea adiționalității

(împrumuturi suplimentare care nu s-ar fi produs în absența schemei) este

difi cilă, dar susține că este posibilă totuşi dacă schema este proiectată și pusă în aplicare în mod corespunzător. El estimează că, dacă aceste condiții sunt îndeplinite, SGC poate crea adiționalitate fi nanciară ȋntre 30% şi 35%. Un alt studiu care acoperă multe aspecte ale SGC și rolul acestora pentru a diminua constrângerile de fi nanțare cu care se confruntă IMM-uri-le, extinzând aria geografi că de acoperire, este cea a lui Beck et al. (2010). Lucrarea folosește date despre 76 SGC din 46 de țări dezvoltate și în curs de

1. J. Levitsky, R.N. Prasad, Scheme de Garantare a Creditelor pentru IMM-uri, World Bank Technical Paper, 1924

Page 30: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 29

dezvoltare, subliniind diferențele dintre schemele de garanții publice și pri-vate. Gozzi și Schmulker (2016) trec ȋn revistă schemele de garanții publice, studiind relevanța și utilizarea lor în întreaga lume și caracteristicile lor princi-pale. Ei discută oportunitatea alegerii garanțiilor de credit în locul altor forme de intervenție guvernamentală. Studiile OCDE (2010, 2013) acoperă o gamă largă de subiecte, cum ar fi cadrul juridic al SGC, modul de depășire a asimetriei de informații, sus-tenabilitatea lor fi nanciară și utilizarea SGC cu precădere după instalarea cri-zei fi nanciare. Alte studii au urmat o abordare mai concentrată, care vizează o anumită arie geografi că sau un subiect specifi c. Saadani et al. (2011) au ȋn vedere utilizarea SGC ȋn Orientul Mijlociu și Africa de Nord (MENA), Roper (2009) analizează modul în care SGC conduc la creșterea și inovarea IMM-ur-ilor în regiunea MENA și Ott și Anderson (2014) analizează rolul SGC în restabilirea creditării IMM-urilor în perioada post-criză pentru șase țări din zona euro. Un alt studiu, realizat de Banca Mondială (2015), dezbate import-anța designului adecvat al schemei. Acesta descrie 16 principii pe care trebuie să le respecte SGC pentru a-și optimiza efi cacitatea ca instrument de politică ȋn scopul facilitării accesului IMM-urilor la credite.

Introducere

Întreprinderile mici și mijlocii (IMM-urile) sunt considerate a fi coloana vertebrală a economiei Uniunii Europene (UE). Acestea reprezintă 99,8% din totalul întreprinderilor din UE și sunt de o importanță capitală, deoarece generează aproximativ 60% din valoarea adăugată în economie și oferă cel puțin două treimi din forța de muncă în zona non-fi nanciară.1

Din păcate, în ceea ce privește împrumuturile externe, IMM-urile nu au aceleași oportunități precum companiile mai mari, ele neavând acces la piețele de capital. Conform sondajului BCE, IMM-urile continuă să se decapitalizeze, iar defi citul de fi nanțare externă este negativ la nivelul zonei euro, ceea ce a indicat o creștere a nevoii de fi nanțare externă mai mică decât înlesnirea accesului la fi nanțarea externă.2

În scopul sprijinirii IMM-urilor, instrumente fi nanciare precum garanțiile de credit sunt promovate ca o modalitate promițătoare de sporire a disponibilității fi nanțării. Cu toate acestea, nu este clar în ce măsură acestea ajută IMM-urile să își îmbunătățească situația fi nanciară. Scopul lucrării mele este de a completa acest gol și de a evalua impactul schemelor de garantare

1. Sursa: Eurostat Statistical books, Key fi gures on Europe, Publications Offi ce of the European Union, 2017, Product code: KS-EI-17-001

2. European Central Bank Survey on the Access to Finance of Enterprises in the euro area, November 2017

Page 31: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201830

în îmbunătățirea performanței fi nanciare a IMM-urilor. În mod specifi c, voi examina efectul unei scheme de garantare a creditelor implementate în România asupra indicatorilor-cheie de performanță ai benefi ciarilor, cum ar fi cifra de afaceri anuală și numărul de angajați în anii următori participării la program.

Literature review

1. Despre piaţa IMM-urilor din Romania

Sectorul IMM-urilor din România se caracterizează printr-o granularitate ridicată: în 2016, din totalul entităților juridice care operează în România, întreprinderile mici și mijlocii au reprezentat 99,7%, în timp ce aproximativ 70% au o dimensiune anuală a cifrei de afaceri mai mică de 100 000 EUR. IMM-urile din România reprezintă aproximativ două treimi din forța de muncă, similar cu media UE. Cu toate acestea, contribuția lor la economia globală este mai mică comparativ cu media UE, ponderea acestora în valoare adăugată fi ind de numai 50%.1

Dezvoltarea afacerilor prezintă diferențe semnifi cative între regiuni, cea mai mare rată fi ind înregistrată în nord-est, 13,8%, iar cea mai joasă în Sud-Vest, 7,6%, în timp ce București-Ilfov deține 23,6%. Dezvoltarea antreprenoriatului este slab prezentă în zonele rurale (din cauza migrației în mediul urban sau în străinătate, dar și din cauza resurselor materiale, educației și utilităților limitate). În ceea ce privește densitatea, există o medie de 20,38 IMM-uri la 1000 de locuitori, de aproape 3 ori mai mică decât media europeană.2

Piața IMM-urilor are o concentrație ridicată în sectorul comerțului (cu amănuntul și cu ridicata) - cu o valoare adăugată limitată în economia națională: 30-40% din cifra de afaceri totală este reprezentată de acest sector, reprezentând mai mult de un sfert din valoarea adăugată și aproape 30% din totalul locurilor de muncă. Mai mult de 50% din microîntreprinderile din mediul rural sunt implicate în activități comerciale.3 Această tendință spre comerț se explică prin bariere de intrare scăzute, cerințe reduse de resurse, o perioadă relativ scurtă de recuperare a investiției și o lipsă a abilităților si competențelor. În afară de comerț, alte industrii importante sunt producţia, construcțile și transportul. IMM-urile din România nu au acces la piețele de capital și utilizează mai puțin fi nanțările externe, în special împrumuturi bancare. Ele tind să se

1. Institutul Naţional de Statistică, Anuarul statistic al României, 2006

2.Institutul Naţional de Statistică, Anuarul statistic al României, 2006

3.Institutul Naţional de Statistică, Anuarul statistic al României, 2006

Page 32: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 31

fi nanțeze prin credite comerciale și să recurgă la surse informale de fi nanțare

(cum ar fi persoane care împrumută bani, prieteni și rude).1

Există o relație directă între mărimea companiei și penetrarea

creditării, după cum arată fi gura de mai jos: cu cât este mai mare compania,

cu atât este mai ușor accesul la împrumuturile bancare (și cel mai probabil,

cu atât sunt mai bune condițiile de împrumut, datorită puterii de negociere a

fi rmelor mari):

Structura pieței entităților juridice și a penetrării creditării în Romania

Figura 1

�� ������� ��� �� �� ��

�-./��

0���1�!��� �2�

���!������������� �����

�� ��� �� �� ����"����

0���1�!��� �22�

��!�����������

��� ������� ��� �� �� ��

��"����

3�&#���#���� &#4'4�� 5�� �#6�&� 7���

8#���#����9�&#���#����� 7#47��� 8�� �#&4&� &6��

5#���#����9�8#���#���� 55#8'&�� 8�� &#6�4� &8��

5��#����9�5#���#����� 5�8#�'5� 88�� �&#&'7� �&��

8&#����9�5��#����� 5�4#&&6�� ���� 57#'�7�� 5���

��9�8&#����� 8��#644� ���� 6#4&'�� ���

�Note:* Calculat ca număr de companii din intervalul de cifră de afaceri respectiv la numărul total de societăți active

** Calculat ca număr de împrumutaţi din intervalul de cifră de afaceri respectiv la numărul total de companii din acelaşi interval

Sursa: în baza datelor publicate de Agenţia Naţională de Administrare Fiscală, 2016

Doar 14% dintre companiile cu cifră de afaceri mai mică de 1 milion

de euro împrumută de la instituțiile fi nanciare, procentul ajungând la 8% pentru

entitățile cu o cifră de afaceri anuală mai mică de 100.000 EUR. Acesta este

un adevăr trist, ținând seama de faptul că lipsa sprijinului fi nanciar este unul

dintre obstacolele care stau în calea dezvoltării, în special pentru companiile

care au o bază de capital redusă.

1. Conform studiului Băncii Centrale Europene privind accesul la fi nanțare al întreprinderilor

din zona euro, din noiembrie 2017, aproximativ 31% din IMM-urile europene consideră cre-

ditul comercial o sursă potențială de fi nanțare, urmată de 25% pentru fondurile interne și 20%

pentru familii, prieteni sau societăți afi liate.

Page 33: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201832

Penetrarea extrem de scăzută a creditării pentru entitățile de dimensiuni mici se explică și prin dimensiunile mici ale împrumuturilor în raport cu costul destul de ridicat pentru a le servi de către bănci. Finanţarea IMM-urilor de către bănci necesită mai multe interacțiuni cu ofi țerii băncii și mai multă documentație din partea clientului pentru ca personalul băncii să înțeleagă afacerea, crescând astfel costurile. Studii de piaţă indică, de asemenea, că IMM-urile sunt grav subcapitalizate și oferă o transparență și o calitate scăzută a situaţiilor fi nanciare1, factori care afectează suplimentar, în mod negativ, disponibilitatea fi nanțării externe. Incapacitatea băncilor de a capta economii de scară și scop mărește în mod adecvat prețul împrumutului, ceea ce constituie o barieră semnifi cativă pentru companiile mai mici în accesarea fi nanțării de la instituțiile fi nanciare, alături de cerințele privind garanţiile (insufi ciența sau defi citul garanțiilor recunoscute de către bănci). În ultimii ani, băncile locale au încercat să-și adapteze strategia de creditare, concentrându-se mai mult pe împrumuturile negarantate - în special pentru creditele de dimensiuni mici – şi căutând protecţia schemelor de garantare.

1.1 Descurajări privind fi nanţarea IMM-urilor

IMM-urile sunt numeroase; ele au fl exibilitate și o capacitate inovatoare care întăresc competiția și coeziunea socială. Deși există un consens general cu privire la importanța acestora pe piață, lipsa creditului împiedică dezvoltarea IMM-urilor la potențialul lor maxim. Este difi cil pentru IMM-uri să crească fără posibilitatea de a împrumuta de la instituțiile de creditare, dar de ce băncile sunt reticente în oferirea de împrumuturi IMM-urilor? Există câteva descurajări bine cunoscute pentru băncile care se angajează în acordarea unor astfel de împrumuturi, cele mai importante fi ind enumerate mai jos.

1.1.1 Percepţia riscului ridicat

Datorită dimensiunilor reduse și vulnerabilității acestora la fl uctuațiile pieței economice, rata de supravieţuire a IMM-urilor este relativ scăzută. Acordarea de credite IMM-urilor implică, prin urmare, asumarea de riscuri și pierderi fi nanciare pentru băncile comerciale. Din cauza acestei percepții, băncile sunt, de obicei, reticente în a acorda împrumuturi pentru a sprijini IMM-urile.

1.Conform datelor furnizate de către Agenţia Naţională de Administrare Fiscală

Page 34: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 33

1.1.2 Asimetria de informaţii

Alocarea efi cientă a resurselor de către forțele pieței implică faptul că toți participanții la piață împărtășesc aceleași informații relevante. În cazul piețelor fi nanciare, debitorii vor avea întotdeauna mai multe informații legate de capacitatea sau disponibilitatea lor de a rambursa datoria, precum și de viabilitatea proiectelor lor. Prin urmare, banca se confruntă cu incertitudine cu privire la comportamentul debitorului și la rata de rentabilitate estimată a proiectului pe care îl fi nanțează. În timp ce pentru un împrumut pe termen scurt o bancă se poate baza pe caracterul și abilitatea acționarului, împreună cu perspectivele fi nanciare ale unui împrumutat, situația este mai complexă pe termen lung. Cu cât este mai mare maturitatea împrumutului, cu atât este mai mare această incertitudine. Incertitudinea crește, de asemenea, în cazul companiilor mici, comparativ cu cele mai mari, datorită nivelului redus de divulgare fi nanciară, lipsei transparenței și vulnerabilității mai mari. Există mai multe tipuri de probleme care rezultă din asimetria informațională care pot duce la raționalizarea creditelor: - IMM-urile nu doresc sau nu sunt în măsură să furnizeze informații relevante privind bonitatea, evidența contabilă, planurile de afaceri sau alte documente solicitate de către bancă - costuri operaţionale ridicate ale băncilor pentru creditarea companiilor de dimensiuni mici: resursele alocate pentru a culege informații despre IMM-uri și pentru a monitoriza activitatea împrumutătorului pe întreaga durată a împrumutului nu sunt întotdeauna raționale din punct de vedere economic atunci când vine vorba de împrumuturi mici, tăind profund din profi tabilitatea acestor împrumuturi - selecția adversă: printr-un mecanism de stabilire a prețurilor adecvat la profi lul de risc al benefi ciarului fi nanţării, un client mai riscant va primi un împrumut cu o rată a dobânzii mai mare. Pe măsură ce ratele dobânzilor cresc, debitorii mai buni sunt înlăturaţi - deoarece rate ale dobânzilor mai mari vor descuraja întreprinderile cu proiecte mai puțin riscante - ducând la un portofoliu din ce în ce mai riscant.1 Băncile preferă de obicei să mențină calitatea portofoliului de credite, împiedicând IMM-urile cu investiții mai riscante, dar cu disponibilitatea de a plăti pentru acestea, să obțină un împrumut.

1.1.3 Problema hazardului moral

Problemele de hazard moral apar atunci când răspunderea limitată în caz de neplată oferă împrumutaţilor un stimulent pentru a-și asuma riscuri

1. Jaffee şi Russell (1976), Stiglitz [i Weiss (1981) arată că dobânzile ridicate atrag debitorii mai riscanți, ceea ce duce la o situație în care creditorul nu dorește să împrumute chiar și la rate ridicate ale dobânzii (raționalizarea creditelor).

Page 35: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201834

excesive. De obicei, băncile recurg la solicitarea de garanții din partea clientului pentru a diminua riscul.

1.1.4 Problema garanţiilor

Este de așteptat ca băncile să avanseze împrumuturi negarantate până la o anumită pondere din portofoliul total, în special pentru clienții săi existenți. În realitate, această practică de creditare este limitată, iar garanția este utilizată ca o modalitate de reducere a riscului de credit. Băncile sunt reticente în a acorda credite negarantate IMM-urilor chiar și la dobânzi ridicate. În plus, în perioadele în care se înregistrează o scădere bruscă a prețurilor imobiliare, disponibilitatea creditului este redusă în continuare. În mod teoretic, recurgerea la garanții acționează ca o asigurare pentru o bancă, ca element de securitate care, în caz de neîndeplinire a obligațiilor, va fi redus la minim prin vânzarea activului. Cu toate acestea, valorifi carea garanțiilor este de obicei (în funcție de cadrul legal local) un proces lung și costisitor. În plus, activele gajate ca garanții își pierd valoarea cu trecerea timpului, fi ind executate la o valoare substanțial mai mică decât se estimase inițial. Din aceste motive, executarea garanţiilor trebuie utilizată doar ca o ultimă soluție. În primul rând, banca trebuie să încerce să implementeze o strategie de recuperare pentru a căuta în mod proactiv soluții alternative, inclusiv reeșalonarea. În afara procesului de renegociere, o parte foarte importantă a acestei strategii este posibilitatea de a exercita presiune asupra împrumutatului pentru a-și rambursa sumele. Probabil, un client care oferă garanții bancare (cum ar fi garanția personală, o casă, activele utilizate în ciclul de producție, sediul societății) - are o intenție mai mare de a rambursa împrumutul. Cu toate acestea, multe companii nu dispun de garanții sufi ciente sau eligibile, acesta fi ind unul dintre principalele motive pentru care fi rmele mici nu primesc împrumuturi.

1.2 Intervenţii pe piaţa creditării

Accesul la fi nanțare al IMM-urilor a devenit o prioritate importantă pentru UE având în vedere potențialul acestora de a contribui la inovare, la crearea de locuri de muncă și la creșterea economică. Într-o încercare de a atenua constrângerile menționate mai sus cu care IMM-urile se confruntă în accesarea fi nanțării, schemele de garantare a creditelor (SGC) au fost introduse în secolele XIX și începutul secolului XX în țările europene. Se consideră că SGC joacă un rol important, în special pe piețele în curs de dezvoltare, unde piețele fi nanciare sunt neajunse la maturitate.1

1. Scheme de garantare a creditelor pentru IMM-urile din vestul Europei, EIF working paper, iunie 2017

Page 36: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 35

Obiectivul SGC este de a spori accesul la credite pentru IMM-uri, prin reducerea riscului cu care se confruntă băncile care doresc să le sprijine. Garanția este utilizată pentru a reduce asimetria informației și pentru a atenua solicitările de garanții ridicate, astfel încât proiectele viabile ale companiilor cu perspective bune, care nu dispun de garanții adecvate sau care nu au o evidență adecvată pentru a dovedi că sunt de încredere, pot benefi cia de sprijin fi nanciar la o rată rezonabilă a dobânzii.

1.2.1 Reducerea percepţiei de risc ridicat şi a asimetriei

informaţiei

SGC asigură reducerea riscului de credit pentru creditori - absorbind o parte din pierderile apărute în situația în care creditorii nu își îndeplinesc obligațiile. În cazul în care băncile nu dispun de stimulente pentru a-și asuma costurile aventurării pe o piață nouă (de exemplu, companii start up sau clienți cu care nu au avut niciodată o relație de creditare), ar putea să o facă cu ajutorul garanției. Pierderile pot fi acoperite de sistemul de garantare,

în timp ce băncile dobândesc experienţa relevant creditării respectivului segment/ sector. Odată ce băncile învață să împrumute un segment nou, formându-şi o bază solidă de împrumutaţi în cazul în care efortul se dovedește a avea succes, ar trebui ca băncile să poată repeta exerciţiul pe viitor fără stimulente suplimentare.

1.2.2 Hazardul moral şi problema garanţiilor

În cazul împrumuturilor garantate parţial de SGC, creditorul este, de obicei, constrâns să scadă nivelul garanțiilor solicitate în mod normal de la client. Nivelul redus al garanțiilor ar putea acționa ca un stimulent pentru împrumutat să se comporte necorespunzător față de bancă, deoarece știind că împrumutul este garantat, el nu se va simți obligat să-l ramburseze. Cu toate acestea, este discutabil dacă comportamentul împrumutatului poate fi cu adevărat modifi cat de SGC, având în vedere faptul că nu există dovezi ale unor rate de default mai mari în cazul portofoliilor garantate de SGC. SGC poate, de asemenea, să crească hazardul moral pentru bănci, care ar putea fi tentate să reducă costurile printr-o examinare mai puţin prudentă a portofoliului garant. Acest lucru poate fi soluţionat cu ușurință prin introducerea unor indicatori de portofoliu care trebuie monitorizaţi atent şi care odată atinşi pot conduce la încetarea parteneriatului dintre bancă şi organismul de garantare. De obicei, hazardul moral în cazul creditorilor nu este excesiv, deoarece băncile încearcă să-și mențină reputația de instituții prudente, ceea ce implică o bună cooperare cu fondul de garantare.

Page 37: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201836

Prin urmare, din punctul de vedere al băncii, deși SGC pot reduce nevoia de garanție, ele nu sunt întotdeauna în măsură să înlocuiască perfect rolul garanției clienților în acordarea de împrumuturi pentru IMM-uri.1

Concluzii

În această lucrare evaluez efi cacitatea unei scheme de garantare a creditelor implementate în România în 2011 și dedicată IMM-urilor, asupra creșterii vânzărilor și a numărului de angajați ai acestor companii. Rezultatele prezentate aici sunt relevante, deoarece succesul acestor inițiative a reprezen-tat baza participării altor bănci la programe similare și sursă de inspirație pen-tru proiectarea altor instrumente fi nanciare.2

Studiul empiric efectuat pentru a estima impactul unei astfel de inițiative a fost realizat utilizând un panel de date din 2010 până în 2014, care conține informații despre caracteristicile și informaţiile contabile pentru întreaga piață a IMM-urilor din România. Utilizând datele interne ale băncii, benefi ciarii schemelor de garantare ale FEI au fost separați de restul setului de date. Prin aplicarea tehnicilor econometrice cum ar fi asocierea ȋn baza scorurilor de propensiune, a fost selectat un grup de control corespunzător compus din IMM-uri negarantate - dar similar ȋn caracteristi cu benefi ciarii programelor, controlând astfel tendința de selecție în participarea la pro-gram.

Referinte bibliografi ce

1. Arraiz I, Henriquez F. Stucchi R. (2011): Impact of the Chilean Supplier Develop-ment Program on the performance of SME and their large customers, Offi ce of Evaluation and Oversight, Working paper;

2. Asdrubali P., Signore S. (2015): The economic impact of EU Guarantees on credit to SMEs, European Economy Discussion Papers;

3. Bonavente J.M., Galetovic A., Sanhueza R. (2006): FOGAPE: an economic analy-sis, Mimeo, Google Scholar;

4. Dehejia R & Wahba S. (2002): “Propensity Score Matching Options for Non-expe-rimental Causal Studies”, Review of Economics and Statistics, Volume 84, Num-ber 1, pp. 151-161;

5. Heckman J, Ichimura H, and Todd P. (1997): “Matching as an Econometric Evalua-tion Estimator: Evidence from Evaluating a Job Training Program”, The Review of Economic Studies, Volume 64, Number 4 (1997), pp. 605-654;

1. Scheme de garantare a creditelor pentru IMM-urile din vestul Europei, EIF working paper, iunie 2017

2. Doar două bănci au benefi ciat de prima inițiativă JEREMIE, urmată ulterior de o a treia. La data respectivă, 41 de bănci erau active pe piața românească. În timp, numărul participanților a crescut: cinci acorduri au fost semnate de FEI pentru implementarea celei de-a doua inițiative JEREMIE, iar șapte bănci au aplicat la ultima licitaţie deschisă în România (respectiv la Inițiativa pentru IMM-uri).

Page 38: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 37

6. Heckman J, Ichimura H, and Todd P. (1998): “Matching as an econometric evalua-tion estimator”, Review of Economic Studies, 65(2), pp. 261-294; Retrieved from www.uh.edu/~adkugler/Heckmanetal.pdf;

7. Heckman J, Ichimura H., Smith J., and Todd P. (1998): “Characterizing Selection Bias Using Experimental Data”, Vol. 66, No. 5 (Sep., 1998), pp. 1017-1098. Re-trieved from http://www.jstor.org/stable/2999630;

8. Imbens G. (2004): „Nonparametric estimation of average treatment effects under exogeneity: a re view”, The Review of Economics and Statistics, 86: 4-29.

9. Jalan J, and Ravallion M (2003): “Estimating the Benefi t Incidence of an Antipo-verty Program by Propensity Score Matching”, Journal of Business & Economic

Statistics, American Statistical Association, vol. 21(1), pages 19-30, January. Re-

trieved from http://fmwww.bc.edu/RePEc/es2000/0873.pdf;

10. Lucaciu L., (2012): “Expert evaluation network delivering policy analysis on the

performance of Cohesion policy 2007-2013”, a report to the European Commis-

sion Directorate-General Regional Policy, 2012; retrieved from: http://ec.europa.

eu/regional_policy/sources/docgener/evaluation/pdf/eval2007/expert_innova-

tion/2012_synt_rep_ro.pdf.

11. Riding A., Madill J. and Haines G. (2007): “Incrementality of SME Loan Guaran-

tees”, Journal of Small Business Economics, Springer;

12. Rosenbaum P and Rubin D. (1985): “Constructing a Control Group Using Mul-

tivariate Matched Sampling Options that Incorporate the Propensity Score”, The

American Statistician, Volume 39, Number 1, pp. 33-38.

13. Smith J., Todd P. (2005): „Does matching overcome LaLonde’s critique of nonex-

perimental estimators?”, Journal of Econometrics. 125: 305-353.

14. Vogel R.C., Adams D.W. (1997), “Costs and benefi ts of loan guarantee pro-grams”, The Financier – Analyses of Capital and Money Market Transactions, Vol. 4, No. 1&2, February/ May, pp. 22-29

Page 39: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201838

ANALYSIS OF SMEs’ ACCESS TO FINANCE

Bianca Silvia CHISULESCU

Abstract

Credit guarantee schemes have gained popularity in the last decades, being seen as a countercyclical tool during the fi nancial crises. Their aim is

to increase access to credit for small and medium-size enterprises perceived

to be fi nancially constrained. This paper briefl y describes the types, operating principles and important features of a guarantee scheme, focusing on a par-ticular guarantee scheme implemented by the European Investment Fund in cooperation with a Romanian bank. The analysis aims at providing empirical evidence to the overarching question concerning the impact of the guarantee schemes over the fi nancial performance of the benefi ciaries, that is, whether they lead to economic additionality. Keywords: small and medium enterprises, loans, guarantee schemes, European institutions, access to fi nance JEL Clasifi cation: F21, G12

Literature review

There are many papers focusing on the theoretical analysis of guaran-tee schemes, especially on the public ones. They provide reviews on how the schemes operate in different parts of the world, design issues that can infl u-

ence their effectiveness, discuss their role in facilitating the access to bank

loans, their sustainability and effi ciency and even rationale for government intervention in case of public ones. A noteworthy example is an old, yet comprehensive study by Lev-itsky and Prasad1 that took a broad approach and covered many aspects of a wide range of CGS across the world, using data from 27 developed and de-veloping countries. It is the fi rst study that admits that measuring additionality (extra loans that would not have come about in the absence of the scheme) is diffi cult but argued that it is possible to be achieved if the scheme is properly designed and implemented. He estimates that if these conditions are met, the CGS can create fi nancial additionality of 30% to 35%. Another study that covers many aspects of CGS and their role in order to lessen the fi nancing constraints faced by SMEs, further extending the geographi-cal perspective is that of Beck et al. (2010). The paper uses data on 76 CGSs from 46 developed and developing countries, underlining the differences be-

1. J. Levitsky, R.N. Prasad, Credit Guarantee Schemes for Small and Medium Enterprises, World Bank Technical Paper, 1924

Page 40: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 39

tween public and private guarantee schemes. Gozzi and Schmulker (2016) make a revision on the public guarantee schemes studying their potential relevance and usage around the world and their main design characteristics. They discuss the choice of credit guarantees instead of other forms of government intervention. OECD paper studies (2010, 2013) cover a wide array of topics, such as the legal framework surrounding CGSs, how to overcome information asymmetries, their fi nancial sustainability and the use of CGSs in the after-math of the fi nancial crisis. Other studies followed a more focussed approach, targeting a specifi c geographical area or topic. Saadani et al. (2011) discuss the use of CGSs in the Middle East and North Africa (MENA), Roper (2009) examines how CGSs promoted SME growth and innovation in the MENA region and Ott and Anderson (2014) analyse the role of CGSs in restoring fi nancing to SMEs in the post-crisis era for six Euro Area countries. Another study, by the World Bank (2015), discusses the importance of proper scheme design. It outlines 16 principles CGSs should adhere to in order to optimise their effectiveness as a policy tool to enhance credit access for SMEs. However, despite the increasing interest of policy makers in the CGS and their signifi cant development, empirical evidence on the impact they pro-vide is still scarce. Evaluating the scheme effects on benefi ciaries has proved to be far more complex than the monitoring of its effi ciency and sustainabil-ity. The analyses tend to be qualitative, in most of the cases or focusing on some social objectives – easily quantifi ed but meaningless in the absence of a relevant benchmark (e.g. number of issued guarantees, volume of issued guarantees, number of benefi ciaries). Also, the schemes are defi ned by a large heterogeneity, making comparisons between them particularly challenging. Without an in depth analysis, the rationale underlying the choice of the alter-native of CGS against other valid instruments is largely an educated guess. As previously mentioned, there are few papers quantifying the impact of CGS. The main issue in conducting such elaborated studies is the lack of data. A rigorous analysis on the additionality requires knowing whether the benefi ciaries of a CGS would have been able to borrow in the absence of the scheme (and under which terms). Because this cannot be observed directly, most quantitative studies attempt to overcome this issue by comparing the data collected in respect to benefi ciaries of CGS with data of similar compa-nies before, during and after participation. However, such detailed time series, including both company level data (such as key performance indicators, date of establishment, region, main activity) and transaction data (loan purpose, maturity, interest, disbursement value etc), are expensive to collect and usu-ally confi dential. Another challenge when studying the subject of additionality is the identifi cation of an appropriate control group, as it might happen that the

Page 41: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201840

companies that do not participate in a given CGS exhibit systematically differ-ent characteristics from the participating ones. Tackling this methodological problem is time intensive and implies high costs. Financial additionality (whether they increase the loan supply and/or allow companies to qualify for better lending conditions) is a condition per se of the CGS, since their goal is to improve access to fi nance to a target group of companies. However, even in this case one cannot identify many conclusive studies supporting the additionality idea by means of quantitative analysis. The analysis of empirical evidence published so far shows confl icting results. For example, two separate studies that examined Chile’s FOGAPE1 found evidence of fi nancial additionality. Cowan, Drexler and Yanez (2015) fi nd that one additional dollar of guarantees increases the total credit for SMEs by 65 cents. Larrain and Quiroz (2006) also confi rmed that the fund man-aged to raise the loans volume by 40%. Evidence of fi nancial additionality has also been reported for the Small Business Financing Program in Canada (Rid-ing, Madill, and Haines, 2007), the Small Firms Loan Guarantee in the U.K. (Cowling, 2010), the U.S. Small Business Administration (Hancock, Peek, and Wilcox, 2007) and a Special Credit Guarantee Program in Japan (Wilcox and Yasuda, 2008). Zecchini and Ventura (2006) found empirical evidence that a public CGS from Italy enhanced the amount of bank loans and also reduced the SMEs’ borrowing cost to a substantial extent.

Introduction

Small and medium enterprises (SMEs) are considered to be the back-bone of the European Union (EU) economy. They represent 99.8% of EU enterprises and are of paramount importance because they generate around 60% of the value added in the economy and provide no less than two thirds of the employment in the non-fi nancial business economy.2

Unfortunately, SME borrowers do not have the same opportunities as larger companies to shift their funding from banks to capital markets. According to the ECB’s survey, SMEs have continued to deleverage and the external fi nancing gap is negative at the euro area level, which indicated that the increase in the need for external fi nancing is smaller than the improvement in the access to external funds.3

1. Fondo de Garantia para Pequenos Empresarios (Guarantee Fund for Small Businesses), a fund managed by a large public bank from Chile (Banco Estado).

2. Source: Eurostat Statistical books, Key fi gures on Europe, Publications Offi ce of the Euro-pean Union, 2017, Product code: KS-EI-17-001

3. European Central Bank Survey on the Access to Finance of Enterprises in the euro area, November 2017

Page 42: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 41

Aiming to support SMEs, fi nancial instruments like credit guarantees are promoted as a potentially promising way to increase the availability of fi nancing. However, it is unclear to what extent they help the SME to improve their fi nancial standing. The purpose of my thesis is to fi ll this void and assess the impact of guarantee schemes in improving the fi nancial performance of SMEs. Specifi cally, I will examine the effect of a credit guarantee scheme implemented in Romania on benefi ciaries‘ key performance indicators like annual sales turnover and number of employees in the years following the participation in the program.

1.1 About the Romanian SME market

The Romanian SME sector is characterized by a high granularity: in 2016, out of the total operating legal entities in Romania, small and medium enterprises represented 99.7%, while around 70% had an annual business size below EUR 100k. Romanian SMEs account for approximately two thirds of employment, similar to the EU average. However, their contribution to the overall economy is lower compared to the EU average, their share of the value added being only 50%1. The development of business presents signifi cant differences between regions, the highest rate being registered in the North-East, 13.8%, and the lowest in the South-West, 7.6%, whereas Bucharest-Ilfov2 holds 23.6%. The entrepreneurial development is weak represented in the rural areas (due to migration to urban area or abroad, and also because of limited material re-sources, education and utilities). In terms of density, there is an average of 20.38 SMEs per 1000 inhabitants, almost 3 times lower than the European average.3

The SME market has a high concentration in the trade sector (retail and wholesale) - with limited value added to the overall economy: 30-40% of SMEs annual sales are in this sector, representing more than a quarter of the value added and almost 30% of the employment. More than 50% of micro-enterprises from the rural area are involved in trade activities.4 This tendency towards trade is explained by low barriers of entry, low resource requirements, a relatively short return on investment term and a lack of skills and abilities. Apart from trade, other important industries are manufacturing, construction and transportation.

1. Romanian National Statistical Institute, Romanian Statistical Yearbook, 2006

2. Bucharest-Ilfov is located in the south of Romania and includes the capital and Ilfov county.

3. Romanian National Statistical Institute, Romanian Statistical Yearbook, 2006

4. Romanian National Statistical Institute, Romanian Statistical Yearbook, 2006

Page 43: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201842

SMEs in Romania do not have access to capital markets and they use less external fi nance, especially bank loans. They tend to fi nance themselves through trade credit and seek recourse to informal sources of fi nance (such as moneylenders, friends and relatives).1 There is a direct relationship between the size of the company and the lending penetration, as illustrated by the below fi gures: the larger the company, the easier is the access to bank lending (and most probably the better the loan con-ditions, due to the bargaining power of large fi rms at the time of negotiation):

Legal entities market structure & lending penetration in Romania

Figure 1

. ����������� �����! �

&�1/��

2��!��3�"����������

���� ����� ����������

��� �����! �

2��!��3�"�����44����

!����"����� ����������

��� �����! �

5�,��������� ,�060�� *� ���),� #)*�

����������7�,���������� #�0#)�� �*� )�,0,� ,�*�

���������7����������� ��6,�� �*� ,���0� ,�*�

�������7� ���������� ����6 � ��*� �,�,6#� �,*�

�,�����7� �������� �0�,,��� ��*� #�6�#�� �*�

��7��,������ �����00� )�*� ��0,6�� )*�

�Notes:* Calculated as the number of companies from the respective turnover band to the total number of active companies** Calculated as number of borrowers from the respective turnover band to the total number of companies from the same turnover bandSource: Based on National Agency for Fiscal Administration data, 2016

Only 14% of the companies with sales turnover below EUR 1 million borrow from fi nancial institutions, the percentage going down to 8% for enti-ties with annual sales less than EUR 100,000. This is a sad truth taking into account that lack of fi nancial support is one of the stumbling blocks to grow, especially for the companies having a narrow equity base.

1.According to European Central Bank Survey on the Access to Finance of Enterprises in the euro area, November 2017, about 31% of European SMEs consider trade credit a potential source of fi nance, followed by 25% for internal funds and 20% for family, friends or related companies

Page 44: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 43

The extremely small scale lending penetration on lower sized entities is also explained by small loan sizes relative to the rather high cost to serve them by the banks. SME banking requires more interactions with bank offi cers and also more documentation from the customer in order for the bank’s staff to understand the business, thus further increasing servicing costs. Market data also show that SMEs are severely undercapitalized and offer low transparency and quality of fi nancials1, additional factors that negatively affect the avail-ability of external fi nancing. The inability of banks to capture economies of scale and scope ad-equately increases the loan price, which is a signifi cant barrier for the smaller sized companies in accessing fi nancing from fi nancial institutions, along with collateral requirements (inadequacy or scarcity of recognized collateral). In the past years, local banks tried to adapt their lending strategy, focusing more on unsecured lending - especially for small sized tickets - and seeking credit protection programs.

1.2 Disincentives in SME lending

SMEs are large in number; they have fl exibility and innovative capac-ity that strengthen competition and social cohesion. Although there is general consensus regarding their importance in the market, the lack of credit hinders SMEs from developing at their full potential. It is diffi cult for the SMEs to grow without the opportunity to borrow from lending institutions, but why are the banks reluctant in offering loans to SMEs? There are some well known disincentives for banks to engage in such lending, the main ones being listed below.

1.2.1 High risk perception

Due to their small size and vulnerability to market and economic fl uc-tuations, the mortality rates of the SMEs are relatively high. Granting loans to SMEs involves therefore risk taking and fi nancial losses for commercial banks. Because of this high risk perception, usually banks are reluctant to extend loans to support SMEs.

1.2.2 Asymmetric information

Effi cient allocation of resources by market forces implies that all mar-ket participants share the same relevant information. In case of fi nancial mar-kets, the borrowers will always possess more information related to the ability or willingness to repay the debt, and also about the viability of their projects. Therefore, the bank faces uncertainty regarding the behaviour of the borrower

1. According to the market data provided by the National Agency for Fiscal Administration

Page 45: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201844

and the expected rate of return of the project it fi nances. While for a short-term loan a bank can rely on the character and ability of the shareholder, together with the fi nancial prospects of a borrower, the situation is more complex in the long run. The longer the maturity of the loan, the higher this uncertainty becomes. The uncertainty also increases in case of small companies compared to larger ones, due to the reduced level of fi nancial disclosure, transparency and higher vulnerability. There are several kinds of problems stemming from information asymmetry that can lead to credit rationing: - SMEs are unwilling or unable to provide relevant information on their creditworthiness, accounting records, business plans or other documen-tation requested by the bank - high transaction costs for small scale companies: the resources allo-cated to gather information about SMEs and to monitor the borrower activity for the lifetime of the loan is not always economically rational when it comes to small-sized loans, cutting deep into the profi tability of such loans - adverse selection: through a risk-based pricing mechanism, a riskier customer will be offered a loan with a higher interest rate. As interest rates increase, safer borrowers are driven out of the lending pool – because higher interest rates will discourage businesses with less risky projects – leading to an increasingly riskier portfolio.1 Banks usually prefer to maintain the quality of the borrower pool, by preventing SMEs with riskier investments, but with the willingness to pay for them, to obtain a loan.

1.2.3 Moral hazard problems

Moral hazard problems occur when limited liability in the event of default provides borrowers with an incentive to take up excessive risk. Usu-ally banks resort to ask for collateral from the customer in order to mitigate the risk.

1.2.4 The collateral problem

It is expected that banks should advance unsecured loans up to a cer-tain weight of the total portfolio, especially to its existing customers. In real-ity, such lending practice is limited and collateral is used as a way to reduce the credit risk. Banks are reluctant to extend unsecured loans to SMEs even at high interest rates. Moreover, in periods when a sharp drop in real estate prices is experienced, the credit availability is further reduced. Theoretically, recourse to collateral acts as insurance to a bank, as an

1. Jaffee and Russell (1976) and Stiglitz and Weiss (1981) show that higher interest attract riskier borrowers, leading to a situation in which lenders are unwilling to lend even at a high interest rates (credit rationing).

Page 46: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 45

element of security that, in an event of a default, the loss will be minimized by selling the asset. However, foreclosing on collateral is usually (depending on the local legal framework) a long and costly process. Moreover, the assets pledged as collateral lose their value with the passage of time, being realized substantially less than initially estimated. For this reasons, legal foreclosure is only to be used as a last resort. Firstly, the bank has to try to implement a recovery strategy to proactively search for alternative solutions, including re-scheduling. Apart from the renegotiation process, a very important part of this strategy is the possibility to exert pressure on the borrower to repay. Presum-ably, a customer that offers the bank collateral (such as personal collateral – a house, assets used in production cycle, the premises of the company) – has a higher intention to repay the underlying loan. However, many companies do not possess enough or eligible collateral, this being one of the main reasons small fi rms do not obtain loans.

1.3 Interventions in the lending market

Access to fi nance for SMEs has become a high priority for the EU given their potential to contribute to innovation, job creation and economic growth. In an attempt to alleviate the before mentioned constrains faced by SMEs in accessing fi nance, credit guarantee schemes (CGS) have been intro-duced in the 19th and early 20th century in European countries. It is considered that CGS play an important role especially in developing markets, where fi -nancial markets are unseasoned.1

The objective of the CGS is to increase access to credit for SMEs, by reducing the risk faced by the banks that want to support them. The guarantee is used to reduce information asymmetry and to alleviate high collateral require-ments so that viable projects of companies with good prospects, that do not pos-sess adequate collateral or which do not have a suitable record to prove that they are creditworthy, can benefi t from fi nancial support at a reasonable interest rate.

1.3.1 Reducing high risk perception & asymmetric information

CGS provide credit risk mitigation to lenders – absorbing a portion of the loan loss incurred when borrowers default. If the banks lack incentives to incur the cost to venture into a new market or learn about new borrowers (e.g. start up companies or customers with whom they never had a lending relationship), they might do it with the help of the guarantee. The losses can be covered by the guarantee scheme while the banks acquire the relevant ex-pertise. Once the banks learn how to lend to a target segment, increasing the

1. Credit Guarantee Schemes for SME lending in Western Europe, EIF working paper, June 2017

Page 47: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201846

borrowing base if the effort proves to be successful, they should be able to repeat it without further incentives.

1.3.2 Moral hazard & collateral problems

In the case of loans covered by CGS, the loan is already partially covered, the lender being usually constrained to decrease the normal level of collateral asked to be pledged by the customer. The reduced level of collateral might act like an incentive for the borrower to behave inappropriately towards the bank, because knowing that the loan is guaranteed he may not feel obliged to reimburse it. However, it is questionable whether borrower behaviour can truly be altered by CGS, given that there is no evidence of higher defaults in case of portfolios secured by CGS. CGS may also increase moral hazard for the banks, which may be tempted to reduce the costs by not screening the guaranteed portfolio with the same diligence. This can be easily solved by introducing proper triggers in the loan agreement. Usually, the moral hazard in case of lenders is not that exces-sive, because banks try to maintain their reputation as prudent institutions, which entails a good cooperation with the guarantee fund. Therefore, from the bank’s point of view, although credit guarantee schemes are able to lower the need for collateral, they are not always able to perfectly substitute the role of client collateral in SME lending.1

Conclusions

In this paper I evaluate the effectiveness of a credit guarantee scheme implemented in Romania in 2011 and dedicated to SMEs in increasing the sales and employment of these companies. The results presented herein are relevant because the success of these initiatives was the basis for the participa-tion of other banks in other similar programs2 and source of inspiration for the design of other fi nancial instruments. The empirical study conducted to estimate the impact of such initia-tive was done using a panel of data from 2010 to 2014, containing information about companies’ characteristics and accounting data for the entire Roma-nian SME market. Using bank’s internal data, the benefi ciaries of the EIF guarantee schemes were separated from the rest of the dataset. By applying econometric techniques like propensity score matching, an appropriate con-

1. Credit Guarantee Schemes for SME lending in Western Europe, EIF working paper, June 2017

2. Only two banks applied for the fi rst JEREMIE initiative, followed later on by a third one. At that time, 41 banks were active on the Romanian market. In time, the number of participants has in-creased: fi ve agreements were signed by EIF for the implementation of the second JEREMIE initia-

tive and seven banks applied o the last expression of interest opened in Romania for SME Initiative.

Page 48: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 47

trol group composed by non-guaranteed SMEs - but similar in characteristics to the programs’ benefi ciaries - was selected, thus controlling for selection bias in program participation.

Bibliographical references

1. Arraiz I, Henriquez F. Stucchi R. (2011): Impact of the Chilean Supplier Develop-ment Program on the performance of SME and their large customers, Offi ce of Evaluation and Oversight, Working paper;

2. Asdrubali P., Signore S. (2015): The economic impact of EU Guarantees on credit to SMEs, European Economy Discussion Papers;

3. Bonavente J.M., Galetovic A., Sanhueza R. (2006): FOGAPE: an economic analy-sis, Mimeo, Google Scholar;

4. Dehejia R & Wahba S. (2002): “Propensity Score Matching Options for Non-expe-

rimental Causal Studies”, Review of Economics and Statistics, Volume 84, Num-

ber 1, pp. 151-161;

5. Heckman J, Ichimura H, and Todd P. (1997): “Matching as an Econometric Evalua-

tion Estimator: Evidence from Evaluating a Job Training Program”, The Review of

Economic Studies, Volume 64, Number 4 (1997), pp. 605-654;

6. Heckman J, Ichimura H, and Todd P. (1998): “Matching as an econometric evalua-

tion estimator”, Review of Economic Studies, 65(2), pp. 261-294; Retrieved

from www.uh.edu/~adkugler/Heckmanetal.pdf;

7. Heckman J, Ichimura H., Smith J., and Todd P. (1998): “Characterizing Selection

Bias Using Experimental Data”, Vol. 66, No. 5 (Sep., 1998), pp. 1017-1098. Re-

trieved from http://www.jstor.org/stable/2999630;

8. Imbens G. (2004): „Nonparametric estimation of average treatment effects under

exogeneity: a re view”, The Review of Economics and Statistics, 86: 4-29.

9. Jalan J, and Ravallion M (2003): “Estimating the Benefi t Incidence of an Antipo-verty Program by Propensity Score Matching”, Journal of Business & Economic

Statistics, American Statistical Association, vol. 21(1), pages 19-30, January. Re-

trieved from http://fmwww.bc.edu/RePEc/es2000/0873.pdf;

10. Lucaciu L., (2012): “Expert evaluation network delivering policy analysis on the

performance of Cohesion policy 2007-2013”, a report to the European Commis-

sion Directorate-General Regional Policy, 2012; retrieved from: http://ec.europa.

eu/regional_policy/sources/docgener/evaluation/pdf/eval2007/expert_innova-

tion/2012_synt_rep_ro.pdf.

11. Riding A., Madill J. and Haines G. (2007): “Incrementality of SME Loan Guaran-

tees”, Journal of Small Business Economics, Springer;

12. Rosenbaum P and Rubin D. (1985): “Constructing a Control Group Using Mul-

tivariate Matched Sampling Options that Incorporate the Propensity Score”, The

American Statistician, Volume 39, Number 1, pp. 33-38.

13. Smith J., Todd P. (2005): „Does matching overcome LaLonde’s critique of nonex-

perimental estimators?”, Journal of Econometrics. 125: 305-353.

14. Vogel R.C., Adams D.W. (1997), “Costs and benefi ts of loan guarantee pro-grams”, The Financier – Analyses of Capital and Money Market Transactions, Vol. 4, No. 1&2, February/ May, pp. 22-29

Page 49: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201848

Aspecte privind mişcarea naturală a populaţiei, forţa de muncă şi locurile vacante din economie

Conf. univ. dr. Mădălina-Gabriela ANGHEL ([email protected])

Universitatea „Artifex” din BucureștiProf. univ. dr. Constantin ANGHELACHE ([email protected])

Academia de Studii Economice din București / Universitatea „Artifex” din BucureștiDrd. Doina AVRAM ([email protected]) Academia de Studii Economice din BucureștiDrd. Doina BUREA ([email protected])

Academia de Studii Economice din BucureștiDrd. Andreea - Ioana MARINESCU ([email protected])

Academia de Studii Economice din București

Abstract

Populația unei țări este importantă deoarece aceasta constituie elementul principal de alimentarea pieței muncii, pe piramida vârstelor, cu personal care poate fi recrutat în câmpul muncii. Se cunoaște faptul că populația României, ca și a altor state membre ale Uniunii Europene, urmează un trend descendent. Din punct de vedere al populației rezidente în România, în anul 2017, numărul acesteia a fost de 19,6 milioane persoane, egal cu numărul mediu al populației înregistrat de Uniunea Europeană, pe total, în aceeași perioadă de timp. În România, natalitatea este sub nivelul mortalității, ceea ce conduce la reducerea numărului populației rezidente. În același timp, și fenomenul migraționist conduce la reducerea numărului populației în România. Și la capitolul căsătorii, divorțuri, constatăm că nupțialitatea a avut un trend oscilant, cu creșteri în lunile iunie-septembrie, în timp ce divorțialitatea a avut un trend oarecum constant. Forța de muncă a urmat un curs uniform, fi ind ușor de înțeles de ce locurile vacante disponibile nu sunt ocupate. Aceasta deoarece reconversia prrofesională nu este riguroasă, iar cei ce doresc un loc de muncă nu au pregătirea profesională solicitată. Cuvinte cheie: populație, natalitate, ocuparea locurilor de muncă, rata locurilor de muncă vacante, indicator demografi c Clasifi carea JEL: J12, J24, O15

Page 50: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 49

Introducere

În acest articol, autorii au încercat să prezinte, prin studiu comparativ, care este situația mișcării naturale a populației, comparativ cu cerințele pieței muncii și, mai ales, prin prisma ocupării locurilor de muncă ce sunt oferite. Pentru interpretarea corectă a datelor cuprinse în acest studiu se prezintă principalele aspecte metodologice, care defi nesc și explicitează modul în care au fost calculați indicatorii respectivi, așa cum sunt utilizați de Institutul Național de Statistică. Se efectuează o prezentare a principalilor indicatori demografi ci ce caracterizează mișcarea naturală a populației, prezentându-se precizările care se impun. Articolul cuprinde reprezentări grafi ce care sugerează evoluția indicatorilor utilizați. În continuare, se fac unele precizări referitoare la alimentarea pieței muncii cu personal, accentul fi ind pus pe prezentarea și explicarea evoluției indicatorului „locuri de muncă vacante”. Se constată că oferta de locuri de muncă nu este în concordanță cu cerințele pieței muncii, aceasta pornind de la lipsa de concordanță a profesiilor, pregătirii etc, a acelor interesați să intre în câmpul muncii și cerințele entităților care oferă locurile de muncă. Este clar că procesul emigraționist al forței de muncă a lăsat un gol pe piața internă. Pe această cale a neocupării locurilor de muncă vacante oferite se evidențiază paradoxul, conform căruia locuri de muncă sunt, dar acestea nu pot fi acoperite conform cerințelor angajatorilor. În felul acesta se îngroașă numărul populației neocupate, în funcție de care se pot face și alte interpretări, care nu fac obiectul prezentului articol.

Literature review

Agrawala and Matsab (2013) au abordat aspecte legate de riscul de șomaj și deciziile de fi nanțare a întreprinderilor. Anghelache și colaboratorii (2018), precum și Anghel și colaboratorii (2018) au studiat elemente ale mișcării naturale a populației din perspectiva resurselor forței de muncă. Anghel and Anghelache (2017) au analizat piața forței de muncă din UE, precum și în statele membre. Anghelache, Dumbravă and Ene (2018) au studiat indicatorii care caracterizează evoluția populației în mod demografi c. Anghelache, Anghel, Dumbravă and Ene (2018) au studiat rata de ocupare a populației, a șomajului și a locurilor de muncă vacante în România. Davis, Faberman and Haltiwanger (2006) au studiat fl uxul pe piețele forței de muncă.

Donangelo (2014) a analizat aspecte referitoare la mobilitatea forței de muncă.

Hili, Lahmandi-Ayed and Lasram (2016) tratat aspecte ale forței de muncă în

contextul globalizării. Maestas, Mullen and Powell (2016), precum și Oster,

Page 51: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201850

Shoulson and Dorsey (2013) au tratat elemente semnifi cative ale implicațiilor îmbătrânirii populației asupra forței de muncă și a productivității.

Metodologia cercetării, date, rezultate și discuții • Analiza mișcării naturale a populației în România Despre mișcarea naturală a populației putem preciza că, în luna septembrie 2018, situația era cea prezentată în cele ce urmează. Astfel, comparativ cu luna august 2018, numărul naşterilor a scăzut, precum și cel al deceselor, în timp ce numărul deceselor copiilor sub un an a înregistrat o creștere. În cele ce urmează vom reda valorile absolute înregistrate de indicatorii menționați. Astfel, în luna septembrie 2018, la nivelul întregii țări, s-au născut 17055 copii, cu 1978 mai puţini copii decât în luna august 2018. Pentru o mai bună înțelegere a termenilor, vom aborda unele aspecte metodologice referitoare la indicatorii analizați. Numărul născuţilor-vii cuprinde născuţii-vii ai căror mame aveau, la data naşterii, domiciliul sau reşedinţa obişnuită în România, pentru o perioadă de cel puţin 12 luni. Un alt aspect analizat se referă la numărul decedaţilor care cuprinde persoanele care aveau, la data decesului, domiciliul sau reşedinţa obişnuită în România, pentru o perioadă de cel puţin 12 luni. În luna spetembrie 2018, în România au decedat 18726 persoane, cu 1737 mai puţine decât în luna august 2018. În aceste condiții, sporul natural a fost negativ în luna septembrie 2018, decedaţii având un excedent de 1671 persoane faţă de născuţii-vii. Numărul deceselor copiilor cu vârstă sub 1 an a fost de 103 cu 5 mai multe comparativ cu luna august 2018. În fi gura nr. 1 este prezentată evoluţia numărului de născuţi-vii şi decedaţi, înregistrat în România, în perioada septembrie 2017 – septembrie 2018. Datele cu privire la natalitatea şi mortalitatea pentru anul 2017 sunt semi-defi nitive şi sunt repartizate după data producerii evenimentului demografi c.

Page 52: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 51

Evoluţia numărului de născuţi-vii şi decedaţi, în intervalul septembrie

2017 – septembrie 2018

Figura 1

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�� ������ ��������

�������������������������

Sursa: Institutul National de Statistică, Comunicatul de presă nr. 221/12.11.2018

În perioada supusă analizei (respectiv luna septembrie 2018), numărul căsătoriilor a scăzut cu 2657 faţă de luna august 2018, fi ind înregistrate 20149 căsătorii. Numărul căsătoriilor este format atât din căsătoriile persoanelor care aveau, la data încheierii căsătoriei, domiciliul în România, cât şi căsătoriile persoanelor de cetăţenie română care se căsătoresc în străinătate şi care sunt înregistrate la ofi ciile de stare civilă din România. În ceea ce privește numărul divorţurilor pronunţate, acesta a crescut cu 315 faţă de luna august 2018, fi ind de 2584. Facem precizarea că numărul divorţurilor cuprinde atât divorţurile încheiate la judecătorii, stări civile sau notari publici, potrivit prevederilor Legii nr. 202/2010, cât și divorţurile cetăţenilor români care au divorţat în străinătate, transcrise în România. În fi gura nr. 2 este reprezentată grafi c modalitatea de evoluţie a numărului de căsătorii şi divorţuri, în perioada septembrie 2017 – septembrie 2018. Datele referitoare la nupţialitatea şi divorţialitatea aferente anului 2017 sunt defi nitive şi sunt repartizate după data producerii evenimentului demografi c.

Page 53: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201852

Evoluţia numărului de căsătorii şi divorţuri,

în perioada septembrie 2017 – septembrie 2018

Figura nr. 2

����

����

����

����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

������� ������ ��

����� �����

Sursa: Institutul National de Statistică, Comunicatul de presă nr. 221/12.11.2018

• Analiza situației ocupării locurilor vacante în economie

În continuare, vom prezenta unele aspecte metodologice privind populația ocupată, resursele de forță de muncă și ocuparea locurilor vacante, preluate din metodologia pe care o utilizează Institutul Național de Statistică în acest domeniu. Astfel, numărul locurilor de muncă vacante cuprinde numărul posturilor plătite, nou create, neocupate ori care vor deveni vacante, pentru care angajatorul întreprinde acţiuni concrete spre a găsi un candidat potrivit pentru ocuparea postului respectiv și doreşte ocuparea imediată sau într-o perioadă specifi că de timp (adică perioada maximă necesară ocupării locului de muncă vacant). Sunt considerate locuri de muncă vacante posturile destinate persoanelor din afara entității (dar pe care pot concura şi persoane din interiorul întreprinderii), indiferent dacă sunt posturi pe durată determinată sau nedeterminată, în program de lucru normal sau parţial. Trebuie menționat că nu se consideră vacante, posturile neocupate: destinate exclusiv promovării persoanelor din interiorul întreprinderii sau instituţiei; din unităţile administraţiei publice, blocate printr-un act normativ. De asemenea, posturile ocupate de persoanele care absentează o anumită perioadă de timp (concedii de maternitate, pentru îngrijirea copilului, concedii medicale, concedii fără plată, alte absenţe), se consideră vacante, dacă angajatorul doreşte substituirea pe perioadă determinată (temporară) şi dacă întreprinde acţiuni de găsire a candidaţilor. Numărul de posturi ocupate se măsoară prin intermediul indicatorului privind efectivul salariaţilor (exclusiv cei cu contract de muncă/raport de

Page 54: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 53

serviciu suspendat) la sfârşitul lunii de mijloc a trimestrului de referinţă. Acest indicator exprimă numărul total al persoanelor care au contract individual de muncă / raport de serviciu cu întreprinderea sau unitatea locală, pe durată determinată sau nedeterminată (inclusiv lucrătorii sezonieri, managerul sau administratorul) şi care nu a fost suspendat, fi ind valabil în ultima zi a lunii pentru care se completează chestionarul. Sunt excluse cadrele militare şi personalul asimilat (M.A.N., M.A.I., S.R.I. etc.). Rata locurilor de muncă vacante este raportul dintre numărul locurilor de muncă vacante şi numărul total al locurilor de muncă (ocupate şi vacante, exclusiv cele blocate sau destinate numai promovării în interiorul întreprinderii sau instituţiei) și se determină pe baza următoarei relații de calcul:

��� ���

�� � ��� ��

unde: RLV = rata locurilor de muncă vacante; LV = numărul locurilor de muncă vacante; LO = numărul locurilor de muncă ocupate;

În ceea ce privește evoluția în România, în trimestrul III al anului 2018, rata locurilor de muncă vacante a fost de 1,30%, în creştere cu 0,05 puncte procentuale faţă de trimestrul II 2018. Numărul locurilor de muncă vacante a fost de 63.700, în creştere cu 2.300 locuri de muncă vacante faţă de trimestrul anterior. Spre deosebire de acelaşi trimestru al anului 2017, rata locurilor de muncă vacante a crescut cu 0,08 puncte procentuale, iar numărul locurilor de muncă vacante a crescut cu 4.800. În fi gura nr. 3 se prezintă evoluția ratei şi numărului locurilor de muncă vacante în perioada trimestrul III 2015 - trimestrul III 2018.

Page 55: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201854

Evoluția ratei şi numărului locurilor de muncă vacante în perioada

trimestrul III 2015 - trimestrul III 2018

Figura 3

rata locurilor de munca vacante (%)

0

10000

20000

30000

40000

50000

60000

70000

Tr. 3 Tr. 4 Tr. 1 Tr. 2 Tr. 3 Tr. 4 Tr. 1 Tr. 2 Tr. 3 Tr. 4 Tr. 1 Tr. 2 Tr. 3

2015 2016 2017 2018

numarul locurilorde munca vacante

0.00

0.20

0.40

0.60

0.80

1.00

1.20

1.40

Numarul locurilor de munca vacante Rata locurilor de munca vacante

Sursa: Institutul Național de Statistică, Comunicatul de presă nr. 300/19.11.2018

Realizând o analiză pe activități a situației înregistrate în trimestrul III

2018 se constată următoarele:

- cele mai mari rate ale locurilor de muncă vacante s-au înregistrat în

administraţia publică (3,01%), în alte activităţi de servicii (2,89%), respectiv în sănătate şi asistenţă socială (2,15%);

- în industria prelucrătoare s-a concentrat peste 28% din numărul total

al locurilor de muncă vacante (18.200 locuri vacante), iar rata a avut

valoarea de 1,53%;

- sectorul bugetar a înglobat peste 28% din numărul total al locurilor

de muncă vacante. Astfel, 8.300 locuri vacante se regăsesc în

administraţia publică, 7.200 locuri vacante în sănătate şi asistenţă

socială, respectiv 2.800 locuri vacante în învăţământ;

- cele mai mici valori atât ale ratei, cât şi ale numărului locurilor de

muncă vacante s-au regăsit în industria extractivă (0,16%, respectiv

0,1 mii locuri vacante).

Efectuând comparație între valorile înregistrate în trimestrul III 2018

față de trimestrul II 2018 se constată că cea mai relevantă creştere, atât a

ratei, cât şi a numărului locurilor de muncă vacante s-a regăsit în administraţia

publică (+0,42 puncte procentuale, respectiv +1,2 mii locuri vacante).

La polul opus, cele mai semnifi cative scăderi ale ratei locurilor

de muncă vacante s-au înregistrat în intermedieri fi nanciare şi asigurări

(-0,44 puncte procentuale), în distribuţia apei; salubritate, gestionarea

Page 56: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 55

deşeurilor, activităţi de decontaminare (-0,25 puncte procentuale), respectiv

în hoteluri şi restaurante (-0,20 puncte procentuale). Numărul locurilor de

muncă vacante a cunoscut cele mai mari scăderi în intermedieri fi nanciare

şi asigurări, respectiv în hoteluri şi restaurante (-400 locuri vacante pentru

fi ecare în parte), urmate de activităţile de servicii administrative şi servicii

suport (-300 locuri vacante).

Rata locurilor de muncă vacante

Diferențe față de perioadele anterioare pe activități economice

Figura 4���%�%�7%��!7���%�<%���!�% %�!�(%���!�%�<%�!+(���(�7��%+���9�+%�

��

�����

����

�����

�����

����

����

����

� � � ! " # $ % & ' ( ) * + , - . /

001�

������� �!����������"�!�������� !����������"�!�������

*) pp - puncte procentuale

Sursa: Institutul Național de Statistică, Comunicatul de presă nr. 300/19.11.2018

Comparativ cu acelaşi trimestru al anului 2017 se constată:

- cea mai semnifi cativă creştere a ratei locurilor de muncă vacante s-a

observat în informaţii şi comunicaţii (+0,72 puncte procentuale),

- cea mai semnifi cativă scădere s-a înregistrat în intermedieri

fi nanciare şi asigurări (-0,89 puncte procentuale);

- cele mai importante creşteri ale numărului locurilor de muncă

vacante au fost în transport şi depozitare, respectiv în informaţii şi

comunicaţii (+1400 locuri vacante pentru fi ecare în parte);

- cele mai mari scăderi ale numărului locurilor de muncă vacante

s-au regăsit în sănătate şi asistenţa socială (-1.500 locuri vacante),

respectiv în intermedieri fi nanciare şi asigurări (-800 locuri vacante).

Page 57: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201856

Rata locurilor de muncă vacante pe activităţi ale economiei naţionale

Tabelul 1

Activităţi economice (secţiune CAEN Rev.2)

Rata locurilor de muncă vacante - % -

Trimestrul III 2018

Perioade precedenteTrimestrul II

2018Trimestrul III

2017Total economie 1.30 1.25 1.22

A: Agricultură, silvicultură şi pescuit 0.58 0.56 0.65

Total industrie 1.42 1.38 1.33

B: Industria extractivă 0.16 0.14 0.15

C: Industria prelucrătoare 1.53 1.46 1.43

D: Producţia şi furnizarea de energie electrică şi termică, gaze, apă caldă şi aer condiţionat 0.50 0.56 0.74

E: Distribuţia apei; salubritate, gestionarea deşeurilor, activităţi de decontaminare 1.17 1.42 1.11

F: Construcţii 0.71 0.62 0.44G: Comerţ cu ridicata şi cu amănuntul; repararea autovehiculelor şi motocicletelor 0.78 0.71 0.74

H: Transport şi depozitare 1.78 1.72 1.27

I: Hoteluri şi restaurante 0.49 0.69 0.37

J: Informaţii şi comunicaţii 1.69 1.73 0.97

K: Intermedieri fi nanciare şi asigurări 0.90 1.34 1.79

L: Tranzacţii imobiliare 1.20 1.16 0.94

M: Activităţi profesionale, ştiinţifi ce şi tehnice 1.13 1.14 1.24N: Activităţi de servicii administrative şi activităţi de servicii suport 0.83 0.95 0.83

O: Administraţie publică şi apărare; asigurări sociale din sistemul public*) 3.01 2.59 2.61

P: Învăţământ 0.82 0.76 0.85

Q: Sănătate şi asistenţă socială 2.15 2.05 2.64

R: Activităţi de spectacole, culturale şi recreative 1.99 1.90 2.26

S: Alte activităţi de servicii 2.89 2.88 2.37

*) exclusiv forţele armate şi asimilaţiÎncepand cu trimestrul II 2018, anumiţi agenţi economici care desfăşoară activităţi de fabricare a autovehiculelor de transport rutier, a remorcilor şi semiremorcilor (CAEN Rev.2 diviziune 29) au defalcat activităţi secundare de servicii în tehnologia informaţiei, inclusiv activităţi de servicii informatice (CAEN Rev.2 diviziune 62-63). Sursa: Institutul Național de Statistică, Comunicatul de presă nr. 300/19.11.2018

În urma analizei ratei şi numărului locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupaţii, în trimestrul III al anului 2018, se observă că: - cea mai mare cerere de forţă de muncă salariată exprimată de

angajatori atât prin intermediul ratei, cât şi a numărului locurilor

Page 58: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 57

de muncă vacante a fost pentru ocupaţiile de specialişti în diverse domenii de activitate - grupa majoră 2 (1,59%, respectiv 16.800 locuri vacante), urmate de cele de ocupaţii elementare (în conformitate cu prevederile Ordinului nr. 1635/2018 al Ministerului Muncii şi Justiţiei Sociale, denumirea „Muncitori necalifi caţi” s-a modifi cat în „Ocupaţii elementare”) - grupa majoră 9 (1,49%, respectiv 10,0 mii locuri vacante);

- cele mai mici valori s-au înregistrat pentru ocupaţiile de lucrători califi caţi în agricultură, silvicultură şi pescuit - grupa majoră 6 (0,44%, respectiv 100 locuri vacante) şi de membri ai corpului legislativ, ai executivului, înalţi conducători ai administraţiei publice, conducători şi funcţionari superiori - grupa majoră 1 (0,72%, respectiv 2.400 locuri vacante).

Tabelul 2. Rata locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupaţii

Grupe majore de ocupaţii (COR)

Rata locurilor de muncă vacante - % -

Trimestrul III 2018

Perioade precedente

Trimestrul II 2018

Trimestrul III 2017

Total economie *) 1.30 1.25 1.22GM1: Membri ai corpului legislativ, ai executivului, înalţi conducători ai administraţiei publice, conducători şi funcţionari superiori

0.72 0.67 0.67

GM2: Specialişti în diverse domenii de activitate 1.59 1.55 1.63GM3: Tehnicieni şi alţi specialişti din domeniul tehnic

1.25 1.20 1.12

GM4: Funcţionari administrativi 1.44 1.44 1.31

GM5: Lucrători în domeniul serviciilor 1.08 1.02 1.09GM6: Lucrători califi caţi în agricultură, silvicultură şi pescuit

0.44 0.41 0.62

GM7: Muncitori califi caţi şi asimilaţi 1.18 1.13 1.12GM8: Operatori la instalaţii şi maşini; asamblori de maşini şi echipamente

1.31 1.31 1.18

GM9: Ocupaţii elementare 1.49 1.41 1.20

*) exclusiv forţele armate şi asimilaţi (GM0)Sursa: Institutul Național de Statistică, Comunicatul de presă nr. 300/19.11.2018

Comparativ cu trimestrul II 2018, atât rata, cât şi numărul locurilor de muncă vacante au înregistrat numai creşteri, cele mai relevante regăsindu-se în ocupaţiile elementare - grupa majoră 9 (+0,08 puncte procentuale, respectiv

Page 59: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201858

+600 locuri vacante), respectiv în cele de lucrători în domeniul serviciilor - grupa majoră 5 (+0,06 puncte procentuale, respectiv +600 locuri vacante).

Rata locurilor de muncă vacante

Diferențe față de perioadele anterioare pe grupe majore de ocupații

Figura 5

�K/����"�������������� ��

�����

�����

����

����

����

����

#)� #)� #)� #)� #)� #)� #)� #)� #)2

001�

�#�!����������"�!�������� !����������"�!�������

*) pp - puncte procentualeSursa: Institutul Național de Statistică, Comunicatul de presă nr. 300/19.11.2018

Faţă de trimestrul III 2017, atât în ceea ce priveşte rata, cât şi numărul locurilor de muncă vacante, singura scădere s-a înregistrat în ocupaţiile de lucrători califi caţi în agricultură, silvicultură şi pescuit - grupa majoră 6 (-0,18 puncte procentuale, respectiv -40 locuri vacante). Cele mai relevante creşteri, atât ale ratei, cât şi ale numărului locurilor de muncă vacante s-au regăsit în rândul ocupaţiilor elementare - grupa majoră 9 (+0,29 puncte procentuale, respectiv +2.000 locuri vacante), urmate de cele de operatori la instalaţii şi maşini; asamblori de maşini şi echipamente - grupa majoră 8 (+0,13 puncte procentuale, respectiv +800 locuri vacante).

Concluzii

Din studiul efectuat se desprind o serie de concluzii de natură teoretică și practică. În acest sens, mișcarea naturală a populației urmează un trend negativ, conducând la scăderea numărului populației rezidente. O a doua concluzie este aceea că profesiile și nivelul de pregătire al celor care sunt în căutarea unui loc de muncă nu sunt în concordanță cu cerințele pieței muncii.

Page 60: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 59

De asemenea, procesul de emigrare are ca efect golirea ofertei forței

de muncă cu personal adecvat, cei interesați având fi e profesii sau o pregătire neadecvată cererii. Cei cu o bună pregătire profesională emigrează, în țară rămânând personal insufi cient pregătit. În acest articol, nu am efectuat și o analiză a efectului care decurge din migrarea masivă a circa trei milioane persoane. Conversia profesională este defi citară sau poate că nici nu există. De aceea, tragem concluzia că nu se utilizează efi cient fondurile comunitare pentru pregătirea și reconversia forței de muncă. Rezultă clar că pregătirea personalului trebuie pusă în deplină concordanță piața muncii. Acest studiu poate fi adâncit și prin utilizarea unor metode econometrice, care prin parametrii calculați, vor oferi posibilități suplimentare de interpretare / soluționare mai amplă.

Bibliografi e 1. Agrawala, A. and Matsab, D. (2013). Labor unemployment risk and corporate

fi nancing decisions. Journal of Financial Economics, 108 (2), 449–470 2. Anghel, M.G., Marinescu, R.T., Burea, D., Olteanu, A. and Samson, T. (2018).

Natural movement of the population – labor force resource in Romania in 2017. Romanian Statistical Review, Supplement, 1, 122-131

3. Anghel, M.G. and Anghelache, C. (2017). Analysis of the labor market in the Member States of the European Union. Romanian Statistical Review, Supplement, 11, 13-22

4. Anghelache, C., Anghel, M.G., Dumbravă, Ș.G. and Ene, L. (2018). Analyzing the employment rate of the population, unemployment and vacancies in the economy. Theoretical and Applied Economics, XXV, 2(615),105-118

5. Anghelache, C., Avram, D., Burea, D. and Petre (Olteanu), A. (2018). Analysis of the Natural Movement of Population and Labor Force Development. Romanian Statistical Review, Supplement, 2, 115-123

6. Anghelache, C., Dumbravă, Ș.G. and Ene, L. (2018). The effect of the natural movement of population in Romania and the population development by household and residence. Romanian Statistical Review, Supplement, 6, 75-84

7. Davis, S., Faberman, J. and Haltiwanger, J. (2006). The fl ow approach to labor markets: New data sources and micro-macro links. Journal of Economic Perspectives, 20 (3), 3 – 26

8. Donangelo, A. (2014). Labor mobility: implications for asset pricing. Journal of Finance, 68 (3), 1321 – 1346

9. Hili, A., Lahmandi-Ayed, R. and Lasram, H. (2016). Differentiation, labor market and globalization. The Journal of International Trade & Economic Development, 25 (6), 809-833

10. Maestas, N., Mullen, K. and Powell, D. (2016). The effect of population aging on economic growth, the labor force and productivity. National Bureau Of Economic Research, Cambridge, Working Paper no. 22452

11. Oster, E., Shoulson, I. and Dorsey, E. (2013). Limited Life Expectancy, Human Capital and Health Investments. American Economic Review, 103 (5), 1977–2002

12. *** Institutul National de Statistică, Comunicatul de presă nr. 221/12.11.2018

13. *** Institutul Național de Statistică, Comunicatul de presă nr. 300/19.11.2018

Page 61: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201860

ASPECTS ON NATURAL MOVEMENT OF POPULATION, LABOR FORCE AND

VACANCIES IN ECONOMY

Assoc. prof. Mădălina-Gabriela ANGHEL PhD ([email protected])

„Artifex” University of BucharestProf. Constantin ANGHELACHE PhD ([email protected])

Bucharest University of Economic Studies / „Artifex” University of Bucharest Doina AVRAM Ph.D Student ([email protected])

Bucharest University of Economic Studies Doina BUREA PhD Student ([email protected])

Bucharest University of Economic StudiesAndreea - Ioana MARINESCU PhD Student ([email protected])

Bucharest University of Economic Studies

Abstract

The population of a country is important because it is the main element of supplying the labor market, on the age pyramid, with personnel that can be recruited into the workplace. It is well known that the population of Romania, as well as other EU Member States, is following a downward trend. From the point of view of the population living in Romania in 2017, it was 19.6 million people, equal to the average number of the population registered by the European Union, in total, over the same period of time. In Romania, birth rates are below the mortality rate, which leads to a reduction in the number of the resident population. At the same time, the migration phenomenon also leads to a decrease in the number of the population in Romania. In terms of marriages, divorces, we fi nd that marriage has had

an oscillating trend, with increases in June-September, while divorce had a

somewhat steady trend.

The workforce followed a uniform course, making it easy to understand

why vacancies are not occupied. This is because rigorous retraining is not

rigorous, and those who want a job do not have the required professional

training.

Keywords: population, birth rate, employment, job vacancy rate,

demographic indicator

JEL Classifi cation: J12, J24, O15

Page 62: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 61

Introduction

In this article, the authors have attempted to present, by comparative study, the situation of the natural movement of the population compared to the requirements of the labor market and, especially, through the employment of the offered jobs. For the correct interpretation of the data contained in this study are presented the main methodological aspects, which defi ne and explain how the respective indicators, as used by the National Institute of Statistics, have been calculated. There is a presentation of the main demographic indicators that characterize the natural movement of the population, presenting the necessary explanations. The article contains graphical representations that suggest the evolution of the indicators used. Further, there are some specifi cs regarding the supply of the labor market with staff, with emphasis being put on the presentation and explanation of the evolution of the „vacancies” indicator. It is found that the job offer is not in line with the requirements of the labor market, starting from the lack of consistency of the professions, training, etc., those interested to enter the workforce and the requirements of the job-creating entities. It is clear that the emigration process of the labor force has left a gap on the domestic market. In this way the vacancy vacancies offered outlined the paradox, according to which the jobs are, but they can not be covered according to the employers’ requirements. In this way, the number of unoccupied population is thickening, depending on which other interpretations can be made, which are not covered by this article.

Literature review

Agrawala and Matsab (2013) addressed issues of unemployment risk and business fi nancing decisions. Anghelache et al. (2018) and Anghel et al. (2018) studied elements of the natural movement of the population from a labor resources perspective. Anghel and Anghelache (2017) analyzed the EU labor market as well as the Member States. Anghelache, Dumbravă and Ene (2018) studied the indicators that characterize the evolution of the population in a demographic way. Anghelache, Anghel, Dumbravă and Ene (2018) studied the employment rate of the population, unemployment and vacancies in Romania. Davis, Faberman and Haltiwanger (2006) studied the fl ow of labor markets. Donangelo (2014) analyzed issues related to labor mobility. Hili, Lahmandi-Ayed and Lasram (2016) treated aspects of the labor force in the context of globalization. Maestas, Mullen and Powell (2016), and Oster, Shoulson and Dorsey (2013) have addressed signifi cant elements of the aging implications of workforce and productivity.

Page 63: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201862

Research methodology, data, results and discussions

• Analysis of the natural movement of the population in Romania

On the natural movement of the population, we can say that in September 2018, the situation was the following. Thus, as compared to August 2018, the number of births decreased as well as that of deaths, while the number of children under one year’s death increased. In the following we will reproduce the absolute values recorded by these indicators. Thus, in September 2018, 17055 children were born in the whole country, with 1978 fewer children than in August 2018. For a better understanding of the terms, we will address some methodological aspects regarding the indicators analyzed. The number of live births includes live births whose mothers had, at birth, their usual domicile or residence in Romania for a period of at least 12 months. Another aspect under consideration is the number of deceased persons who had at their death date their usual domicile or residence in Romania for a period of at least 12 months. In the month of September 2018, 18726 people died in Romania, 1737 less than in August 2018. Under these conditions, the natural increase was negative in September 2018, with deaths of 1671 people living in the live births. The number of deaths of children under 1 year was 103 by 5 more compared to August 2018. In fi gure no. 1 shows the evolution of the number of live and deceased born in Romania between September 2017 and September 2018. The birth and mortality data for 2017 are semi-defi nitive and are distributed after the date of the demographic event.

Evolution of the number of live births and deceased between September

2017 and September 2018

Figure 1

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�� ������ ��������

�������������������������

Source: National Institute of Statistics, Press release no. 221 / 11.12.2018

Page 64: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 63

In the analyzed period (September 2018, respectively), the number of marriages decreased by 2657 as against August 2018, with 20149 marriages recorded. The number of marriages is formed both from the marriages of the persons who had their domicile at the marriage date, as well as the marriages of the Romanian citizens who marry abroad and who are registered at the civil status offi ces in Romania. Regarding the number of divorces, it increased by 315 as compared to August 2018, being 2584. We mention that the number of divorces includes both divorces concluded with judges, civil status or public notaries, according to the provisions of Law no. 202/2010, as well as the divorces of Romanian citizens who have divorced abroad, transcribed in Romania. In fi gure no. 2 is the graphical representation of how the number of marriages and divorces evolved between September 2017 and September 2018. The marriage and divorce related data for 2017 are defi nitive and are distributed after the date of the demographic event..

The evolution of the number of marriages and divorces between

September 2017 and September 2018

Figure no. 2

����

����

����

����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

�����

������� ������ ��

����� �����

Source: National Institute of Statistics, Press release no. 221 / 11.12.2018

• Analyzing the employment situation in the economy

Next, we will present some methodological aspects regarding the employed population, the labor resources and the vacancy, taken from the methodology used by the National Institute of Statistics in this fi eld. Thus, the number of vacancies includes the number of paid, newly created vacancies

Page 65: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201864

or vacancies for which the employer takes concrete actions to fi nd a suitable candidate for the job and wants immediate employment or in a specifi c time period (ie the maximum period required to fi ll the vacancy). Job vacancies for non-entity (but also for persons inside the enterprise), regardless of whether they are fi xed or indefi nite positions, in normal or part-time work, are considered vacancies. It should be noted that vacancies are not regarded as vacancies: intended solely for the promotion of persons inside the enterprise or institution; from the units of public administration, blocked by a normative act. Also, posts occupied by persons who are absent for a certain period of time (maternity leave, child care, sick leave, unpaid leave, other absences) are considered vacant if the employer wants temporary (temporary) substitution and undertaking actions to fi nd candidates. The number of occupied positions is measured by the employee performance indicator (excluding those with work contract / suspended service report) at the end of the middle quarter of the reference quarter. This indicator expresses the total number of persons who have an individual employment contract / service relationship with the enterprise or local unit, for a fi xed or indefi nite period (including seasonal workers, manager or administrator) and who has not been suspended, being valid on the last day of of the month for which the questionnaire is completed. Excluded are military cadres and assimilated personnel (M.A.N., M.A.I., S.R.I., etc.). The vacancy rate is the ratio between the number of vacancies and the total number of jobs (occupied and vacant, excluding those reserved or only for promotion within the enterprise or institution) and is determined on the basis of the following calculation relationship:

��� ���

�� � ��� ��

where: RLV = job vacancy rate; LV = number of vacancies; LO = number of jobs occupied;

As regards the evolution in Romania in the third quarter of 2018, the vacancy rate was 1.30%, up by 0.05 percentage points compared to the second quarter of 2018. The number of vacancies was 63,700, rising by 2,300 vacancies compared to the previous quarter. Unlike the same quarter of 2017, vacancy rates increased by 0.08 percentage points and vacancies increased by 4.800. In fi gure no. 3 shows the evolution of the rate and number of vacancies during the third quarter of 2015 - the third quarter of 2018.

Page 66: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 65

Evolution of the rate and number of vacancies during the third quarter

of 2015 - 3rd quarter 2018

Figure 3

rata locurilor de munca vacante (%)

0

10000

20000

30000

40000

50000

60000

70000

Tr. 3 Tr. 4 Tr. 1 Tr. 2 Tr. 3 Tr. 4 Tr. 1 Tr. 2 Tr. 3 Tr. 4 Tr. 1 Tr. 2 Tr. 3

2015 2016 2017 2018

numarul locurilorde munca vacante

0.00

0.20

0.40

0.60

0.80

1.00

1.20

1.40

Numarul locurilor de munca vacante Rata locurilor de munca vacante

Source: National Institute of Statistics, Press release no. 300 / 11.19.2018

Performing an activity-based analysis of the situation recorded in the third quarter of 2018 shows the following: - the highest vacancies were registered in public administration

(3.01%), other service activities (2.89%), health and social assistance (2.15%);

- 28% of the total number of vacancies (18,200 vacancies) concentrated in the manufacturing sector and the rate was 1,53%;

- the budgetary sector accounted for over 28% of the total number of vacancies. Thus, 8,300 vacancies are in the public administration, 7,200 vacant places in health and social assistance, respectively 2,800 vacant places in education;

- the smallest values of both the rate and the number of vacancies were found in mining and quarrying (0.16% and 0.1 thousand vacancies respectively).

Comparing the values registered in the third quarter of 2018 against the second quarter of 2018 it is observed that the most relevant increase of both the rate and the number of vacancies was found in the public administration (+0.42 percentage points, respectively +1 , 2 thousand vacancies). At the opposite end, the most signifi cant decreases in the vacancy rate were recorded in fi nancial intermediation and insurance (-0.44 percentage points) in water distribution; sanitation, waste management, decontamination activities (-0.25 percentage points), hotels and restaurants (-0.20 percentage

Page 67: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201866

points). The number of vacancies registered the largest decrease in fi nancial intermediation and insurance, respectively in hotels and restaurants (-400 vacancies for each), followed by administrative services and support services (-300 vacancies).

Vacancy rate

Differences from previous periods by economic activity

Figure 4���%�%�7%��!7���%�<%���!�% %�!�(%���!�%�<%�!+(���(�7��%+���9�+%�

��

�����

����

�����

�����

����

����

����

� � � ! " # $ % & ' ( ) * + , - . /

001�

������� �!����������"�!�������� !����������"�!�������

*) pp - percentage pointsSource: National Institute of Statistics, Press release no. 300 / 11.19.2018

Compared to the same quarter of 2017, it is as follows: - the most signifi cant increase in the vacancy rate was observed in

information and communication (+0.72 percentage points), - the most signifi cant decrease was registered in fi nancial intermediation

and insurance (-0.89 percentage points); - the most signifi cant increases in vacancies were in transport and

storage, respectively in information and communication (+1400 vacancies for each);

- the largest decreases in vacancies were recorded in health and social assistance (-1,500 vacancies), respectively in fi nancial intermediation and insurance (-800 vacancies).

Page 68: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 67

Rates of vacancies by activity of the national economy

Table 1

Economic Activities (CANE Rev.2 Section)

Job vacancy rate - % -

Third Quarter

2018

Previous periods

2nd quarter 2018

Third Quarter 2017

Total economy 1.30 1.25 1.22

A: Agriculture, forestry and fi shing 0.58 0.56 0.65

Total industry 1.42 1.38 1.33

B: Extractive industry 0.16 0.14 0.15

C: Manufacturing 1.53 1.46 1.43

D: Production and supply of electricity and heat, gas, hot water and air conditioning 0.50 0.56 0.74

E: Water distribution; sanitation, waste management, decontamination activities 1.17 1.42 1.11

F: Construction 0.71 0.62 0.44G: Wholesale and retail trade; repair of motor vehicles and motorcycles 0.78 0.71 0.74

H: Transport and storage 1.78 1.72 1.27

I: Hotels and Restaurants 0.49 0.69 0.37

J: Information and communications 1.69 1.73 0.97

K: Financial and insurance intermediation 0.90 1.34 1.79

L: Real Estate Transactions 1.20 1.16 0.94M: Professional, scientifi c and technical activities 1.13 1.14 1.24

N: Administrative service activities and support service activities 0.83 0.95 0.83

O: Public Administration and Defense; social security in the public system *) 3.01 2.59 2.61

P: Education 0.82 0.76 0.85

Q: Health and social care 2.15 2.05 2.64A: Performing, cultural and recreational activities 1.99 1.90 2.26

S: Other service activities 2.89 2.88 2.37

*) exclusively armed and assimilated forcesStarting with the second quarter of 2018, certain economic agents carrying out activities for the production of road transport vehicles, trailers and semi-trailers (CANE Rev.2 Division 29) have broken up secondary services activities in information technology, including computer service activities (CAEN Rev .2 division 62-63).Source: National Institute of Statistics, Press release no. 300 / 11.19.2018

Following the analysis of the rate and number of job vacancies by major occupation groups, in the third quarter of 2018, it is noted that:

Page 69: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201868

- the highest demand for employed labor expressed by employers, both through the rate and the number of vacancies, was for the occupations of specialists in various fi elds of activity - major group 2 (1.59%, respectively 16.800 places vacancies), followed by those of elementary occupations (according to the provisions of Order 1635/2018 of the Ministry of Labor and Social Justice, the name „Unskilled Workers” was changed to „Basic Occupations”) - major group 9 (1.49% respectively 10.0 thousand vacancies);

- the lowest values were recorded for the occupations of skilled workers in agriculture, forestry and fi shing - the major group 6 (0.44% and 100 vacant places) and members of the legislative body, of the executive, senior offi cials of the public administration , senior managers and senior offi cials - major group 1 (0.72% and 2,400 vacancies respectively).

Rates of job vacancies by major occupation groups

Table 2

Major occupation groups (COR)

Job vacancy rate - % -

Third Quarter

2018

Previous periods

2nd quarter 2018

Third Quarter 2017

Total economy *) 1.30 1.25 1.22

GM1: Members of the Legislature, Executive, High Government Leaders, Leaders and Higher Offi cials

0.72 0.67 0.67

GM2: Specialists in various fi elds of activity 1.59 1.55 1.63

GM3: Technicians and other technical specialists 1.25 1.20 1.12

GM4: Administrative offi cials 1.44 1.44 1.31

GM5: Service workers 1.08 1.02 1.09GM6: Qualifi ed workers in agriculture, forestry and fi shing

0.44 0.41 0.62

GM7: Qualifi ed and assimilated workers 1.18 1.13 1.12GM8: Plant and machine operators; assemblers of machinery and equipment

1.31 1.31 1.18

GM9: Elementary occupations 1.49 1.41 1.20

*) excluding armed and assimilated forces (GM0)Source: National Institute of Statistics, Press release no. 300 / 11.19.2018

Compared to the second quarter of 2018, both the rate and the number of vacancies registered only increases, the most relevant being in the elementary occupations - the major group 9 (+0.08 percentage points,

Page 70: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 69

respectively +600 vacancies) respectively in the service workers - major group 5 (+0.06 percentage points, respectively +600 vacancies).

Vacancy rate.

Differences from previous periods by major occupation groups

Figure 5

�K/����"�������������� ��

�����

�����

����

����

����

����

#)� #)� #)� #)� #)� #)� #)� #)� #)2

001�

�#�!����������"�!�������� !����������"�!�������

*) pp - percentage pointsSource: National Institute of Statistics, Press release no. 300 / 11.19.2018

Compared to the third quarter of 2017, both in terms of rate and number of vacancies, the only decrease was recorded in the occupations of skilled workers in agriculture, forestry and fi shing - major group 6 (-0.18 percentage points respectively - 40 vacancies). The most relevant increases, both in the rate and the number of vacancies, were found in the elementary occupations - the major group 9 (+0.29 percentage points, respectively +2.000 vacancies), followed by the operators at installations and machines; machine and equipment assemblers - major group 8 (+0.13 percentage points, respectively +800 vacancies).

Conclusion

A series of theoretical and practical conclusions are drawn from the study. In this respect, the natural movement of the population follows a negative trend, leading to a decrease in the number of the resident population. A second conclusion is that the professions and the level of training of those looking for a job are not in line with the requirements of the labor market.

Page 71: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201870

Also, the emigration process has the effect of emptying the labor supply with adequate staff, those interested in either a profession or inappropriate training. Those with good professional training emigrate, leaving poorly prepared people in the country. In this article, we also did not analyze the effect of the massive migration of about three million people. Professional conversion is defi cient or may not even exist. That is why we conclude that Community funds for the preparation and conversion of the workforce are not being used effectively. It is clear that staff training needs to be fully aligned with the labor market. This study can also be deepened by the use of econometric methods, which, through the calculated parameters, will provide additional possibilities for broad interpretation / solving.

References

1. Agrawala, A. and Matsab, D. (2013). Labor unemployment risk and corporate fi nancing decisions. Journal of Financial Economics, 108 (2), 449–470

2. Anghel, M.G., Marinescu, R.T., Burea, D., Olteanu, A. and Samson, T. (2018). Natural movement of the population – labor force resource in Romania in 2017. Romanian Statistical Review, Supplement, 1, 122-131

3. Anghel, M.G. and Anghelache, C. (2017). Analysis of the labor market in the Member States of the European Union. Romanian Statistical Review, Supplement, 11, 13-22

4. Anghelache, C., Anghel, M.G., Dumbravă, Ș.G. and Ene, L. (2018). Analyzing the

employment rate of the population, unemployment and vacancies in the economy.

Theoretical and Applied Economics, XXV, 2(615),105-118

5. Anghelache, C., Avram, D., Burea, D. and Petre (Olteanu), A. (2018). Analysis of

the Natural Movement of Population and Labor Force Development. Romanian Statistical Review, Supplement, 2, 115-123

6. Anghelache, C., Dumbravă, Ș.G. and Ene, L. (2018). The effect of the natural

movement of population in Romania and the population development by household

and residence. Romanian Statistical Review, Supplement, 6, 75-84

7. Davis, S., Faberman, J. and Haltiwanger, J. (2006). The fl ow approach to

labor markets: New data sources and micro-macro links. Journal of Economic Perspectives, 20 (3), 3 – 26

8. Donangelo, A. (2014). Labor mobility: implications for asset pricing. Journal of Finance, 68 (3), 1321 – 1346

9. Hili, A., Lahmandi-Ayed, R. and Lasram, H. (2016). Differentiation, labor market

and globalization. The Journal of International Trade & Economic Development, 25 (6), 809-833

10. Maestas, N., Mullen, K. and Powell, D. (2016). The effect of population aging on

economic growth, the labor force and productivity. National Bureau Of Economic

Research, Cambridge, Working Paper no. 22452

11. Oster, E., Shoulson, I. and Dorsey, E. (2013). Limited Life Expectancy, Human

Capital and Health Investments. American Economic Review, 103 (5), 1977–2002

12. *** Institutul National de Statistică, Comunicatul de presă nr. 221/12.11.2018

13. *** Institutul Național de Statistică, Comunicatul de presă nr. 300/19.11.2018

Page 72: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 71

Validitatea şi intensitatea modelelor clasice ale ISD în economiile central şi est europene

Ec. drd. Simina - Ioana Broștescu ([email protected])Universitatea din Craiova

Abstract

Acest articol delimitează un areal omogen al economiilor membre ale Uniunii Europene din statele exsocialiste central și est europene (CEEC-10), defi nit prin similitudinea relativă a asocierilor investițiilor străine directe cu produsul intern brut, export și import, după o scurtă introducere care concretizează grupul țărilor CEEC-10, ușor diminuat în raport cu varianta uzuală CEEC-11, prin eliminarea economiei Croației, devenită mai recent membră a Uniunii Europene și plasată o lungă perioadă sub presiunea confl ictului militar. În prima secțiune, sunt detaliați factori majori în modelele clasice ISD. O secțiune metodologică clarifi că bazele de date, respectiv valorifi carea resurselor informaționale ale Băncii Mondiale, pe parcursul ultimelor două decenii (1997-2016), precum și specifi cul statistico-matematic al modelărilor econometrice ale ISD pentru ca, cea de-a treia secțiune, dedicată matricilor de corelație și modelelor clasice propriu-zise ale variabilelor endogene și exogene să confere originalitatea naturală lucrării. O sinteză a modelelor ISD ale arealului CEEC-10 devine creativă prin valorifi carea confruntărilor de tip statistic a testelor clasice majore. Concluziile subliniază unele similarități în dinamica ISD, în cadrul arealului CEEC-10, precum și calitatea prognozelor axate pe aceste modele. Keywords: investiții străine directe (ISD sau FDI), țări central și est

europene (CEEC-10), statistici descriptive, matrice de corelație, modele ISD sau FDI. Coduri JEL: C22, E22, F21, H43, O16, P33, R42.

1. Introducere

Teoria economică de tip clasic a insistat în mod constant pe asocierea

dintre economisire, investiție și dezvoltare economică, concretizându-

și eforturile pe raportul investiții – creștere economică; în acest context,

chiar investiția în terminologia clasică a fondatorilor economiei. Echilibrul

economisire – investiție și funcția de investiție rămân corelate cu rata reală

a dobânzii și infl uențează esențial dezvoltarea sau creșterea economică, în

viziunea investiției ca un consimțământ la un cost imediat, balansat favorabil

de o satisfacere ulterioară exemplifi cabilă printr-o producție aducătoare de

Page 73: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201872

profi t viitor superior dobânzii actuale (Genereux, 2000). Demersul acestui

articol este unul structurat interogativ sau axat pe un set de întrebări majore

ale investigației modelatoare. Astfel, pornind de la relația investiție – creștere economică în economiile de piață liberă sau deschise, din spațiul contemporan ex-socialist european, se poate poate ajunge la scopul fi nal al acestei cercetări, de a oferi o analiză statistică pertinentă referitoare la validarea sau invalidarea unor modele econometrice clasice ale investițiilor străine directe (FDI). Accentul modelării cade astfel pe creștere și deschidere economică, altfel concretizat, pe indicatori valorici ai produsului intern brut (GDP), export (X) și import (M), în calitate de variabile factoriale sau explicative ale volumului FDI ca variabilă rezultativă. O primă întrebare, de natură strict introductivă, ce dă substanță și sens cercetării (Dinu et al., 2017) este aceea legată de selectarea arealului de modelare, defi nit prin economii ex-socialiste europene: Care este grupul de țări membre ale UE care poate fi studiat, cu speranța că el poate constitui un areal economic, dacă nu similar integral ca evoluție sau tranziție spre deschiderea economică a piețelor libere, cel puțin statistic omogen? Omogenitatea unui areal optim, este una anticipată practic ca o eterogenitate minimă a grupului delimitat, în raport cu alte grupări potențiale ale țărilor ex-socialiste europene și cunatifi cată în funcție de coefi centul de variație specifi c, conform valorii Skewness, cu speranța de moderație în asimetrie și în raport cu valoarea determinată a indicatorului de tip Kurtosis, cu așteptări legate de valori mai puțin excentrice. În urma celui de-al Doilea Război Mondial, economia Europei a fost profund afectată și a avut nevoie de un program susținut de sprijin fi nanciar prin investiții, cu scop de reconstrucție, pentru a limita extinderea comunismului și a piețelor sale specifi c autarhice sau izolate și de a reînvia astfel economia capitalistă occidental europeană grav afectată postbelic. Planul Marshall a constituit punctul de plecare al acestui proces investițional extern, dar și debutul demersului de înfi ințare a Uniunii Europene, inițial integrând într-o comunitate economică statele din vestul continentului, iar după 1990, treptat și majoritatea statelor central și est europene, proaspăt ieșite de sub dominație comunistă (Broștescu și Săvoiu, 2018). Procesele investiționale externe directe din ultimii 25 de ani, care au avut loc în majoritatea statelor central și est europene au condus la deschiderea economiilor acestora și la renunțarea la caracteristica de centralizare excesivă a structurării lor, în favoarea atributelor specifi ce capitalismului și pieței libere. Aderarea la Uniunea Europeană a adus cu sine un prim val de investiții străine directe (FDI), ale căror fonduri au fost alocate cu scopul de a asigura convergența economică necesară tuturor statelor membre, cauzată de inegalitatea productivității, ocupării, veniturilor și, în fi nal, a nivelului

Page 74: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 73

dezvoltării și deschiderii economice, cu scopul de a se atinge niveluri

comparabile cu media de venituri din UE.

Delimitarea unui areal optim de cercetare pentru statele europene

central și est europene ex-socialiste este relativ difi cilă datorită neomogenității,

asimetriei excesive și excentricității economiilor acestor țări, coexistând o

multitudine de agregări posibile, realizate pe baza valorifi cării, evaluării și

detalierii unor serii de criterii: a) criteriul geografi c, care duce la o multitudine

de agregări potențiale a economiilor ex-socialiste, cum ar fi : Europa Vestică,

Europa Estică, Europa Centrală, zona baltică, zona balcanică etc.; b) criteriul

administrativ care reunește state ex-socialiste care aparțin sau nu spațiului

Uniunii Europene; c) criteriul evolutiv care face referire la stadiul de progres

al țărilor, la tranziția acestora către economii de piață libere sau care se afl ă

în plin proces de convergență; d) criteriul prin care se stabilește statutul de

membru la zona Euro, în urma îndeplinirii sau neîndeplinirii condițiilor de

aderare; e) criteriul apartenenței la o zonă ca urmare a semnării unui tratat; f)

criteriul progresului la nivel de mentalitate, educație și cultură; g) criteriul de

asociere spațială în funcție de soluționarea problemei referitoare la proprietatea

de grup sau de tip absenteist, în lipsa reglementărilor legale sau a neclarității

acestora; h) criteriul eterogenității referitor la structura demografi că,

lingvistică, religioasă etc., care determină diferite tipuri de economii în

care au loc acțiuni de concentrare sau diversifi care; i) criteriul toleranței

colective acceptat, raportat la menținerea identității în diversitate; j) criteriul

asemănărilor instituționale între statele democrate europene confi rmate și

cele în curs de democratizare ex-socialiste; k) criteriul statistic al minimizării

eterogenității interne a arealului în raport cu indicatori valorici absoluți ai

GDP, X, M etc., dar și cu indicatori relativi ai indicilor libertății economice,

dezvoltării umane, corupției etc.; l) criteriul similarităților abandonului practic

al socialismului/comunismului; m) principiul relativei identități tipologice a

proceselor schimbărilor politice, economice, sociale de tip revoluționar; n)

criteriul apartenenței prompte sau relativ întârziate la al doilea plan Marshall

investițional, oferit după anul 1990 țărilor ex-socialiste europene; o) criteriul

identifi cării unor asocieri, regresii sau corelații similar, în cadrul celor patru

echilibre majore din patrulaterul strategiei macroeconomice în cazul acestor

state pre și postaderare (Săvoiu et al., 2017); p) criteriul asimilării relativ

identice ca fi nalitate a riscurilor internaționale, transformate practic în crize și

recesiuni globale cu cauze majore fi nanciare, legate de resurse economice etc.;

r) criteriul „sincronizării ciclurilor de afaceri împotriva şocurilor asimetrice”

cu impact regional sau local derivate din confl icte etnice, religioase, militare

etc. (Frankel, 2004); s) criteriul identității relative a unor abordări etice și

legate de moralitate sau onestitate; t) criteriul idealului formativ al societății

Page 75: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201874

civile și al preluării unor tendințe de protecție a membrilor unor comunități în fața abuzurilor statului sau proprietății publice etc. Un demers de tipologizare criterială atât de detaliat al arealelor de cercetare poate deveni ușor precar și chiar să comită erori de structurare și de clasifi care, de delimitare și de transpunere teoretică a unor frontiere care devin din punct de vedere practic, expuse ambiguității multidinii criteriale a argumentelor, date fi ind conținutul tuturor acestor criterii, metodelor de defi nire și modelelor valorifi cate în segmentarea pragmatică a unui spațiu comun al acestei cercetări. Clasifi carea criterială a arealelor de cercetare a economiilor ex-socialiste pe care o propunem mai jos, este și rezultatul unor cercetări anterioare (Fritsch et al., 2014; Săvoiu și Siminică, 2016; Săvoiu și Broștescu, 2017) și are în vedere factori interni de o mare diversitate, dar mai ales argumente statistice externe, legate de sfera realității economiilor investigate, de omogenitatea, asimetria și managementul lor informațional specifi c. Un mod de grupare frecvent valorifi cat al economiilor ex-socialiste este de natură pur geografi că și distinge arealul de tip Central European (CE-n generic, unde n reprezintă numărul economiilor incluse sau CEC-n când reunește mai multe Countries) de cel Est European (EE-n generic sau EEC-n, când reunește mai multe Countries) și prin agregare constituie, în fi nal, un areal complex CEEC-n care răspunde optim în cazul continuării extensive a proceselor de discriminare criterială a grupului necesar realizării bazei de date, analizei statistice descriptive și modelării detaliate. Continuitatea procesului de partiționare teritorială și identifi carea unei valori optime a lui n se exemplifi că ușor prin integrarea extensivă a unor criterii de apartenență la UE, de poziționare în timeline-ul procesului de tranziție, a celui de preaderare și de postaderare, de decalaje reale privind convergența, de apartenența la spațiul Euro etc. În esență, și luând în calcul literatura dedicată agregărilor teritoriale ale spațiului exsocialist european de până acum, s-au folosit sub acronimele CEC-n, EEC-n sau CEEC-n mai multe soluții de construcție prin segmentare a grupului de economii investigate: i) CEEC-2 (reunind inițial Hungary (HU) and Poland (PL), în Phare restrâns); ii) CEEC-4 (reunind CEEC-2 cu Cehoslovacia devenită Republica Cehă (CZ) și Slovacia (SK) în Phare extins); iii) CEEC-6, reunind Bulgaria (BG), Polonia (PL), România (RO), Republica Cehă (CZ), Slovacia(SK) şi Ungaria(HU) (Rainnie, 2000); iv) CEEC-7, adăugând la CEEC-6 și Slovenia (SI) (Hertel et al., 1997); v) CEEC-8 (adăugând la CEEC-7 Croația (HR) (Labaye et al., 2013); vi) CEEC-11 A, ca o agregare extinsă a unui număr de 11 țări prin adăugarea celor trei țări baltice și Germaniei de Est, care s-a pierdut ca sursă de date distinctă în Germania (Williams și Horodnic,

Page 76: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 75

2015); vii) CEEC-11 B defi nind tot un agregat de 11 țări, dar în care Germania de Est (lipsită de date individualizate în raport cu Germania de Vest) este fi resc înlocuită de Croația, unde procesele investiționale nu sunt comparabile cu restul grupului pornind de la faptul că a aderat mai târziu la UE); viii) CEEC-12 incluzând și Germania de Est și Croația (Kavkler et al., 2012); ix) CEEC-12 sau TECEE pornind de la titulatura comună de economii afl ate în tranziție din Centrul și Estul Europei, adăugând Bosnia –Herzegovina (BA), Macedonia (MK), Muntenegru (ME), Serbia (RS), neunitar ca structură, amestecând state membre și nemembre ale UE (Ifi nedo, 2011); x) ExS-25 incluzând 25 de țări sau economii post-socialiste (Pîlc, 2015). La cele 10 variante de grupare a economiilor ex-socialiste, consacrate deja în literatura economică, este necesară o variantă CEEC-10 care exclude Croația din CEEC-11 B sau Germania din CEEC-11A și care asigură criterial, geografi c și istoric date unitare accesibile pentru a atinge optim obiectivele acestei cercetări, devenind grupul CEEC-10 al țărilor Central și Est

Europene din care fac parte: Bulgaria (BG), Republica Cehă (CZ), Estonia (EE), Lituania (LT), Letonia (LV), Polonia (PL), România (RO), Slovenia (SI), Slovacia (SK), Ungaria (HU). O ierarhizare a similitudinii intensității echilibrelor macroeconomice ce descriu patrulaterul strategiei economice după Kaldor (1957) și Stoleru (1967) realizată pentru țările din grupul CEEC-10 în raport cu România, realizată de Săvoiu, Gogu și Țaicu (2017), relevă

decalaje mici cuprinse între 0,0145 și 0,3375 între prima și ultima clasată

din grup. Această abordare confi rmă o omogenitate mai mare a grupului și pornind de la metoda de ierarhizare aplicată și axată pe R-squared al modelelor de echilibru reunite în ritmul GDP, defi nit ca efect comun al ratelor infl ației,

șomajului și structurii soldului balanței comerciale din GDP, conferă prioritate

acestui areal investigativ, pe care cercetarea de față îl identifi că drept răspuns

la întrebarea introductivă și în același timp ca obiect generator de serii de date

expuse modelării.

2. Factori majori în teoriile și modelările clasice ale investițiilor străine

directe

O sinteză a multiplelor accepțiuni de fond clasice ale FDI subliniază

că acestea benefi ciază constant de trei elemente fundamentale: existența unui

capital social, prezența profi tului reinvestit şi împrumuturile intra-companie.

Defi nițiile FDI devin însă tot mai variate, unele accentuat contabile, descriind

algoritmul de înregistrare și cuantifi care, altele dominant fi nanciare, descriind

mai ales piețele de capital și instrumentele fi nanciare defi nitorii, iar cele mai

multe rămân general economice, reunind majoritatea aspectelor economice

ce le descriu, și nu în ultimul rând, preponderent statistice, asociate fi resc cu

Page 77: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201876

fl uxurile (intrări/ieșiri) și stocurile capitalul străin care intră într-o altă țară cu scopul de a construi sau prelua o companie, combinarea tuturor acestor abordări transformând chiar și statistica FDI într-o construcție difi cilă adeseori, confi rmată de existența unor discrepanțe între fl uxurile globale de intrări și ieșiri ale FDI (Linsi, 2017). În prima ediție a Manualului privind balanța de plăți (BPM1, 1948), FDI reunește capitalul investit de rezidenții unei economii sau țări, într-o companie productivă sau într-o altă entitate comercială din străinătate „efectiv controlată” de către investitori, fi ind esențial diferite de investițiile străine de portofoliu (ISP), prin „impunerea practică a controlului atașat rentabilității capitalului investit, prin infl uența managerială asupra companiei în care s-a investit” (Lipsey, 2001). FDI s-au delimitat de alte investiții străine, prin faptul că investitorii străini posedau peste 50% din acțiunile cu drept de vot ale unei corporații sau, în care un investitor străin deținea peste 25%, odată cu ediția din 1993 a BPM5. Nuanțarea conceptuală a FDI a continuat și după BPM6, o cauză majoră fi ind aceea a tranziţiei economiilor țărilor ex-socialiste din zona central şi est-europeană, dar şi creșterea economică de excepție a Chinei sub impactul FDI în plan internaţional. FMI a stabilit pragul FDI, statistic argumentat, în varianta fi nală a BPM6, conform căreia orice investiție transfrontalieră care implică cel puțin 10% dintr-un fond de vot al unei companii devine automat FDI, iar sub acest prag rămâne o investiție străină de portofoliu (ISP). Teoria economică clasică a insistat asupra asocierii investițiilor cu creșterea economică, benefi ciul abordărilor clasice axiomatice a investițiilor străine directe (FDI), ca factor susținut al creșterii GDP, în timp, fi ind considerat de unii autori mai curând teoretic decât practic. Acest benefi ciu este intens legat de teoria pieței libere (Schotter, 2000), atât prin actualitatea costului investițional, care este contrapusă recuperării sale ulterioare, în cadrul unui ciclu de viață al investiției ca atare, cât și prin repatrierea consistentă a profi tului specifi c al FDI de tip greenfi eld sau brownfi eld, în arealul de origine al investitorului, diminuând dezvoltările ample și intens sustenabile ale spațiului în care s-a investit de fapt. Tripla structurare a teoriilor clasice conturează un veritabil triunghi (Fig. 1) reunind teoriile referitoare la comerț cu cele axate pe abordările tradiționale și cu teoriile diversității factoriale, toate acestea remodelând practic continuu procesul de realizare a FDI ca o investiție fi zică prin construcția unei fi rme sau entități economice într-o altă țară, diferită de țara companiei care realiza investiția propriu-zisă, pornind de la strategia defi nitorie a FDI de identifi care a unor surse noi de materie primă, de la descoperirea unor piețe noi de desfacere, de la obținerea accesului la tehnologiile noi și de la creșterea efi cienței producției, investitorul străin căutând pur și simplu noi avantaje.

Page 78: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 77

Triunghiul teoriilor clasice ale investițiilor străine directe (FDI)

Figura 1

� ������- ���/ �!��.0���2�������-

� ������3�� �4 ��5���.��������0����-

� ������ 2 ������ �-����� �0�

Din prima categorie a teoriilor clasice ce descriu comerțul se pot

aminti (Săvoiu și Popa, 2012): i) teoria avantajului comparativ absolut (Adam Smith, 1776), care defi nește avantajul comercial ca fi ind avantajul comparativ absolut obținut prin cumpărarea unor bunuri mai ieftine dintr-o altă țară, cu impact favorabil asupra profi tului și aducând un surplus semnifi cativ pentru toți membrii schimbului; ii) teoria avantajului comparativ relativ (David Ricardo, 1817) în conformitate cu care valoarea relativă a mărfurilor dintr-o economie și cea a mărfurilor substituite între două sau mai multe economii sunt reglementate printr-o regulă unică: profi tul discriminând la nivelul fi ecărei țări tipul de activități și capitalul acestui avantaj relative, majorând posibilitățile de import și export ale oricărei economii; iii) teoria gravitației comerciale (Walter Isard, 1954) consideră că fl uxul comercial dintre două țări este infl uențat direct de distanța dintre cele două economii; iv) teoria factorilor specifi ci Heckscher-Ohlin (Heckscher, 1919; Ohlin, 1933) validează ipotezele după care capitalul este imobil între activități industriale identice, în contrast cu mobilitatea forței de muncă care este posibilă între activități industriale diferite; v) paradoxul lui Leontief (1954) contrazice teoria factorilor specifi ci Heckscher-Ohlin, limitându-i aplicabilitatea și demonstrând că economia SUA importă capital, deși a fost și este dotată cu cel mai mare volum de capital de pe glob; vi) teoria lui Linder (1961) subliniază că structura cererii în comerțul internațional, este infl uențată direct și pozitiv de similitudinile dintre economiilor lor care cresc probabilitatea de tranzacționare, cu scopul obținerii unor avantaje comparative; vii) teoria lui Johann Heinrich von Thünen sau a locației arată că fi rmele își urmăresc interesul propriu și anume maximizarea profi turilor, pe când indivizii au ca scop optimizarea utilității amplasării (îmbunătățită, în cazul FDI, prin multiplicarea factorilor care determină locația de la resurse naturale, la noi

Page 79: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201878

piețe deschise și efi ciente, de la forța de muncă și infrastructura mai ieftine, la evitarea obstacolelor din calea comerțului; viii) teoria imperfecțiunilor pieței (Hymer, 1976; Kindleberger, 1969; Caves, 1971) care indică rolul decisiv pe care imperfecțiunile piețelor îl au în spațiul comerțului internațional, afl ate permanent la baza majorității FDI. Din a doua categorie, a teoriilor axate pe abordări tradiționale, se pot selecta câteva exemple concludente referitoare la FDI: i) teoria tradițională corporației multinanaționale, care explică legătura pe timp îndelungat care se creează între o întreprindere-mamă și fi liala străină a acesteia, împreună formând o corporație multinațională, în cadrul căreia prima deține un control asupra celei de-a doua, motivat prin profi t și venituri în creștere, noi resurse, noi piețe, noi tehnologii etc.; ii) teoria avantajului de monopol (Hymer, 1976), conform căreia investitorul deține o serie de cunoștințe superioare (avantaje de monopol), înfi ințarea de fi liale în străinătate și nu în țara investitorului, devenind astfel mai profi tabilă; iii) teoria non-disponibilității (Kravis, 1956) explică fl uxurile de import, o țară importând resurse care îi lipsesc, sau nu le poate produce, sau resurse al căror cost de producere este mult prea mare, fenomenul fi ind defi nit drept non-disponibilitate relativă; iv) teoria decalajelor tehnologice (Posner, 1961) care justifi că avantajele de monopol prin intermediul activității de cercetare sau cu ajutorul evoluției tehnologice; v) teoria modelului Uppsala, care enumeră pașii urmați de fi rme cu scopul de a-și majora cota de piață externă, prin experiența acumulată intern, apoi prin intrarea pe piețe din economii plasate în proximitate și similare cultural și, în fi nal, prin exporturi tradiționale în țări îndepărtate geografi c; vi) teoria diamantului lui Porter (1990) sau avantajului competitiv evidențiază interdependența dintre tacticile unei corporații transnaționale și câștigurile concurențiale ale țărilor-gazdă; vii) teoria difuzării inovației (Rogers, 1962), subliniază profi tabilitatea răspândirii ideilor noi și tehnologiilor inovative, între membrii unei structuri economice; viii) teoria sau paradigma eclectică (Dunning, 1980), cea mai amplă teorie a FDI, practic un amestec al celor tradiționale, care oferă o viziune generală în stabilirea proporției, perspectivei și distribuției la nivel global a FDI, discriminând tipologic FDI în investiții de piață și investiții în resurse (materii prime); teoria eclectică sau paradigma OLI, reunește toți factorii de atragere ai FDI: benefi ciile privind proprietatea (O – ownership), benefi ciile privind localizarea (L – location) și benefi ciile legate de internalizare (I – internalization), modelul producției internaționale fi ind infl uențat de structura tuturor celor trei tipuri de benefi cii (O ale multinaționalei, L ale țărilor sau regiunilor și I necesare constituirii O și L). În cea de-a treia clasă de teorii ale diversității factoriale, se regăsesc: i) teoria contingenței, cu referire la structura organizatorică și tipul de

Page 80: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 79

management, ca elemente infl uențate mai ales de luarea unor decizii în

condiții de urgență; ii) teoria contractului FDI, subliniind rolul angajamentelor

în economia globală; iii) teoria economiei de scară, care prezintă simultan atât

avantaje de funcționare și reducere a costurilor, cât și dezavantaje în legătură

cu prețul și profi tul în cazul FDI; iv) teoria internalizării (Buckley, Casson,

1976; Rugman, 1981) care identifi că o serie de activități interdependente

suplimentare producției propriu-zise, de la pregătirea forței de muncă, la

cercetare-dezvoltare sau la marketing etc.; v) teoria ciclului de viață (Vernon,

1966) care arată că activitatea productivă a unei multinaționale, trece de pe o

piață pe alta în cadrul ciclului de viață al produsului; vi) teoria creșterii fi rmei

(Penrose, 1959) care scoate în evidență faptul că dezvoltarea unei fi rme este

dependentă și de calitatea recrutării unor resurse umane și de continuitatea

acestor procese.

Modelarea concretă a FDI încearcă să sintetizeze principalele procese

şi fenomene care se petrec în economia reală, utilizând trei clase principale

(Scarlat, 2005): a) modele de echilibru ale cererii agregate şi ofertei agregate (modele pe termen scurt); b) modele de creştere economică (modele cu

perioade scurte şi medii 5-10 ani); c) modele ale ciclurilor şi fl uctuaţiilor

economice (modele pe perioade lungi şi foarte lungi, depășind 10 ani, iar

pentru cunoașterea comportamentală a FDI valorifi când chiar serii de date de

o sută de termeni).

Cea mai mare parte a modelelor econometrice care abordează

problema FDI sunt rezultatul teoriilor statistice clasice, bazate pe: i) corelația

FDI – creștere economică (FDI – GDP), unde FDI au calitatea de factor

exogen, în majoritatea cazurilor; ii) sistematizarea macroeconomică generală

sau alternativă clasică a FDI, caz în care FDI sunt modelate atât ca factor

exogen, cât și endogen; iii) sincretismul modern și transformarea continuă

a factorilor, FDI devenind predominant factor endogen. Variabilitatea

modelelor clasice eclectice este și rezultatul diversității bazelor de date axate

pe indicatori valorici, pe ritmuri și indici statistici, precum și pe indicatori de

tip structural. Modelarea econometrică de tip classic a FDI distinge factori

majori cu specifi c identitar și cyclic (Săvoiu și Broștescu, 2017): i) corelează

dinamica FDI cu dinamica specifi că a creșterii economice și evoluțiile

resurselor energetice (Omri și Kahouli, 2017); ii) asociază FDI – knowledge-

capital; iii) cuantifi că FDI prin indicatori derivați sau macroagregate rezultate

din metodologia de calcul a produsului intern brut (Kozhevnikov, Pridvizhkin

și Bazhenov, 2017); iv) leagă FDI și indicatori ai comercializării externe; v)

calculează infl uența impozitării sau fi scalizării asupra nivelului fl uxului de

FDI; vi) refl ectă relația dintre FDI și cursul de schimb valutar sau infl ație;

vii) urmăresc infl uența șomajului asupra nivelului FDI; viii) calculează fl uxul

Page 81: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201880

FDI în raport cu gradul de infrastructură, disponibilitatea forței de muncă, cote de piață, nivelul de dezvoltare industrială etc.; ix) refl ectă infl uența

inegalității distribuției veniturilor asupra fl uxului de FDI; x) determină relația

între FDI, productivitate și ciclul afacerilor; xi) cuantifi că FDI în funcție de

factori, precum: taxe de mediu, restricții de cheltuieli, costuri comerciale; xii)

asociază FDI cu nivelul de școlarizare și corupție (Dauti, 2015) etc.;

3. Metodologie

Primul pas metodologic a fost alegerea unor surse de date, ulterior

decriptate și transformate în informații, precum și metadate adecvate, care să

satisfacă cerințele cercetărilor statistice în general, de la completitudine, la

selecție argumentată științifi c, de la comparabilitate asigurată la periodicitate

similară sau identică, de la precizarea atentă a componentei noţionale sau

algoritmului de calcul al indicatorului economic descris, la informația

cantitativă sau indicatorul propriu-zis care include delimitările în timp, spaţiu

şi structural (organizatoric, administrativ etc.). Au fost analizate mai multe

baze de date accesibile pe Internet, dintre care se pot aminti cele expuse în

continuare, preferința fi nală pentru una dintre ele fi ind urmarea unei analize

detaliate statistice pe baza unei optimizări multicriteriale:

• https://data.worldbank.org/indicator/BX.KLT.DINV.CD.WD

• https://data.worldbank.org/indicator/BX.KLT.DREM.CD.DT

• http://www.bnr.ro/Raport-statistic-606.aspx

•http://ec.europa.eu/eurostat/en/web/products-pocketbooks/-/KS-BK-07-001

•http://ec.europa.eu/eurostat/web/structural-business-statistics/

global-value-chains/foreign-affi liates

•https://stats.oecd.org/Index.aspx?DatasetCode=FDI_FLOW_INDUSTRY

•http://unctadstat.unctad.org/wds/TableViewer/tableView.

aspx?ReportId=96740

• http://unctadstat.unctad.org/wds/ReportFolders/reportFolders.aspx

• http://www.insse.ro/cms/ro/content/investitii-straine-directe-isd-romania

•ht tp: / /data . imf.org/?sk=4C514D48-B6BA-49ED-8AB9-

52B0C1A0179B&sId=1409151240976

Pornind de la gradul de acoperire al indicatorilor în plan european,

internațional, agregat pe areale mari și chiar global, de la complexitatea

și diversitatea de excepție a macroagregatelor statistice, precum și de la

promptitudinea și comparabilitatea statistică cea mai bună, identifi cată în

cadrul bazei de date a Băncii Mondiale, disponibile on line la: https://data.

worldbank.org/, s-a optat pentru valorifi carea acesteia din urmă, așa cum se

poate constata din analize, confruntări, modelări, matrici etc.

Page 82: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 81

În tabelul 1 sunt prezentați indicatorii statistici, macroeconomici ai FDI care, pornind de la denumirea lor consacrată și derivată din investiții directe sau investiții transfrontaliere, asociate cu o companie rezidentă într-o țară (economie), benefi ciind de control, pe baza criteriului proprietății a minim 10% din acțiunile cu drept de vot, unitatea de măsură uzuală sau frecventă, precum și descrierea sau metadata succintă a fi ecăruia în parte:

Principalii indicatori ai FDI și descrierea lor succintă ca metadate

Tabel 1

Denumire

indicator

Unitate de

măsurăConținut succint (metadate indicatori FDI)

FDI, infl ows

(US$ în BM sau € în Eurostat)

Intrări de investiții pentru dobândirea unui interes de durată, prin fl uxuri de capitaluri proprii ale investitorului direct în economia (țara) raportoare, ca sumă a capitalului social, reinvestirea câștigurilor și altor capitaluri.

FDI, net

infl ows

(US$ în BM sau € în Eurostat)

Intrări nete de investiții pentru dobândirea unui interes de durată, prin fl uxuri de capitaluri proprii ale investitorului direct în economia (țara) raportoare, ca sumă a capitalului social, reinvestirea câștigurilor și altor capitaluri, (prezintă intrări nete de FDI de la restul lumii către economia raportoare).

FDI,

outfl ows

(US$ în BM sau € în Eurostat)

Ieșiri de investiții pentru dobândirea unui interes de durată, prin fl uxuri de capitaluri proprii ale investitorului direct către restul lumii, ca sumă a capitalului social, reinvestirea câștigurilor și altor capitaluri.

FDI, net

outfl ows

(US$ în BM sau € în Eurostat)

Ieșiri nete de investiții pentru dobândirea unui interes de durată, prin fl uxuri de capitaluri proprii ale investitorului direct către restul lumii, ca sumă a capitalului social, reinvestirea câștigurilor și altor capitaluri (prezintă ieșiri nete de FDI din economia raportoare către restul lumii).

FDI, net

(US$ în BM sau € în Eurostat)

Această serie de indicatori prezintă totalul FDI net. În BPM6, soldurile conturilor fi nanciare sunt calculate ca variația

activelor minus modifi carea pasivelor. Ieșirile nete ale FDI sunt

active, iar intrările nete de FDI sunt pasive.

Sursa: Realizat de autor prin sinteza informațiilor disponibile on line la: https://data.worldbank.org/indicator/

Ulterior, s-a realizat o investigație cu privire la defi nirea sau conceptualizarea datei (devenită prin decriptare indicator), inclusiv sursa instituțională care defi nește familia sau paradigma datelor asociate/indicatorilor corelați, disponibilitatea temporală, spațială și structurală, categorii de date/indicatori sursă, de proveniență ori apartenență ale fi ecărei date sau indicator, activitatea economică specifi că și modalitatea instrumentală de evaluare

Page 83: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201882

sau estimare, ori algoritmul de calcul statistic din care provine, primul și ultimul an pentru care data/indicatorul este disponibil, precum și data ultimei actualizări sau înlănțuiri, drept ultima dată calendaristică, în care elemente ale informaţiilor au fost inserate sau modifi cate în baza de date (Dinu et al., 2017). Indicatorii selectați pentru a constitui baza acestei investigații sunt structurați pe clase mari sau grupe, pornind de la tipologia acestora, care generează la rândul ei modelări, respectiv modele econometrice distincte.

Indicatori statistici valorici ai Băncii Mondiale (BM) referitori la

ISD:

• Foreign direct investments net (FDInet =SER01); Notă: în calculele referitoare la ISD nete conform BPM6, acestea sunt calculate ca variația activelor minus modifi carea pasivelor (ieșirile nete ale ISD sunt active, iar intrările nete de ISD sunt pasive), altfel spus numai țările

dezvoltate ale lumii prezintă sold pozitiv în cazul acestui indicator.

• Foreign direct investements net infl ows (FDIINnet = SER02);

• Foreign direct investements net outfl ows (FDIOUTnet = SER03);

• Gross domestic product (GDP = SER04);

• Exports (X = SER05);

• Imports (M = SER06);

• Foreign trade balance (X-M = SER07);

Opțiunea temporală criterială de construcție a unei baze de date fi nale în cazul celor 8 indicatori anteriori, descriși ca serii distincte, a acoperit

ultimele două decenii (1997- 2016), conform disponibilității și accesibilității

lor generale, la nivelul modelelor pe țări, din care prin agregare ulterioară,

s-a realizat un grup agregat de 200 de termeni sau observații per variabilă.

Statistica descriptivă a celor opt variabile din grupul CEEC-10 este, conform

așteptărilor, eterogenă, are un Kurtosis în exces, dar un Skewness în limite

rezonabile, așa cum rezultă din tabelul 2:

Page 84: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 83

Statistica descriptivă pentru grupul CEEC-10

Tabel 2

FDI net(USD)

FDI net infl ows

(USD)

FDI net

outfl ows

(USD)

GDP

(USD)

Exports

(USD)

Imports

(USD)

Foreign

trade

balance

(USD)

SER01 SER02 SER03 SER04 SER05 SER06 SER07

Mean -2.61E+09 4.64E+09 2.02E+09 9.38E+10 4.99E+10 5.08E+10 -9.09E+08

Median -1.36E+09 1.85E+09 2.86E+08 4.81E+10 2.94E+10 3.11E+10 -8.56E+08

Maximum 2.03E+09 7.50E+10 7.36E+10 5.45E+11 2.59E+11 2.52E+11 1.91E+10

Minimum -1.74E+10 -2.09E+10 -2.48E+10 5.07E+09 2.59E+09 3.18E+09 -2.76E+10

Std. Dev. 3.28E+09 9.75E+09 8.94E+09 1.13E+11 5.51E+10 5.37E+10 5.89E+09

Skewness -1.815454 5.020142 6.450980 2.333989 1.795314 1.779538 -0.697497

Kurtosis 6.338565 34.92265 50.36773 8.545150 5.890786 5.939944 8.234725

Jarque-Bera 202.7459 9332.192 20084.69 437.8225 177.0771 177.5857 244.5696

Probability 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Sum -5.21E+11 9.28E+11 4.05E+11 1.88E+13 9.97E+12 1.02E+13 -1.82E+11

Sum Sq. Dev. 2.14E+21 1.89E+22 1.59E+22 2.56E+24 6.03E+23 5.73E+23 6.91E+21

Observations 200 200 200 200 200 200 200

Sursa: Datele au fost accesate on-line la 21.05.2018 de pe https://data.worldbank.org/indicator/

BX.KLT.DINV.CD.WD și prelucrate de autor cu Software EViews

În paralel au fost constituite zece baze de date, similare ca indicatori la nivelul celor zece țări ce compun agregatul CEEC-10, ale căror statistici

descriptive sunt mult mai omogene și moderat asimetrice.

4. Rezultate și discuții

Pornind de la o a doua întrebare defi nitorie pentru cercetarea din articol, respectiv dacă mai sunt valide modelele clasice ale FDI, și de la legătura cu creșterea economică (GDP), precum și din rațiuni de modelare econometrică, s-a realizat o matrice de corelație în tabelul 3 pentru seria celor

opt indicatori selectați în secțiunea metodologică:

Page 85: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201884

Matrice de corelație pentru grupul CEEC-10

Tabel 3

FDI net(USD)

FDI net infl ows

(USD)

FDI net

outfl ows

(USD)

GDP

(USD)

Exports

(USD)

Imports

(USD)

Foreign trade

Balance

(USD)

SER01 SER02 SER03 SER04 SER05 SER06 SER07

SER01 1.000000 -0.398974 -0.067601 -0.675873 -0.522070 -0.577122 0.375622

SER02 -0.398974 1.000000 0.941722 0.401604 0.436763 0.449351 -0.009590

SER03 -0.067601 0.941722 1.000000 0.189162 0.282360 0.276277 0.123255

SER04 -0.675873 0.401604 0.189162 1.000000 0.917664 0.943864 -0.017875

SER05 -0.522070 0.436763 0.282360 0.917664 1.000000 0.994461 0.290831

SER06 -0.577122 0.449351 0.276277 0.943864 0.994461 1.000000 0.188657

SER07 0.375622 -0.009590 0.123255 -0.017875 0.290831 0.188657 1.000000

Sursa: Datele au fost accesate on-line la 21.05.2018 de pe https://data.worldbank.org/indicator/

BX.KLT.DINV.CD.WD și prelucrate de autor cu Software EViews

Se constată din valorile raportului de corelație (R) că la nivelul agregatului CEEC-10, asocierea dintre FDI, GDP, exporturi și importuri este ridicată ca intensitate (permițând construcția unor modele chiar și unifactoriale, conform valorilor lui R mai mari de 0,5). O altă consecință, vizibilă în matricea de corelație, este legată de caracterul de economii de piață libere și deschise ale componentelor grupului CEEC-10, conform valorilor lui R pentru GDP asociat cu exporturi și respectiv importuri (R fi ind mai mare de 0,9). Nu trebuie omis caracterul eterogen al agregatului CEEC-10, din care fac parte economii cu grade diferite de dezvoltare, capacitate de export și import, precum și atracție investițională. În acest sens, matricile de corelație detaliate pentru fi ecare din cele zece state din grupul CEEC-10 sunt în mod evident diferite, unele validând, altele invalidând modelele realizate pentru grupul agregat. O primă analiză s-a realizat pentru modelele unifactoriale, în care FDI net a fost exprimat exclusiv în funcție de creșterea economică (GDP), export (X) și import (M) (Tabelele 4, 5 și 6).

������� � � � ��� ���������������������������������������]1^�

� [1]

Page 86: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 85

Modele FDI în funcție de GDP

Tabel 4Group/State α β R-squared F-statistic

CEEC-10 -7.72E+08 -0.019539 0.456804 166.5092

BG -1.05E+09 -0.049311 0.073355 1.424912

CZ -5.77E+09 0.009973 0.041005 0.769642

EE -3.78E+08 -0.019853 0.056497 1.077848

LT -4.43E+08 -0.005785 0.025073 0.462925

LV -1.01E+08 -0.024949 0.232612 5.456194

HU -3.40E+09 0.008939 0.064922 1.249729

PL -4.91E+09 -0.009778 0.163136 3.508870

RO -1.05E+09 -0.026086 0.259414 6.305080

SI -4.48E+08 0.003986 0.007255 0.131544

SK -1.88E+09 0.003135 0.002276 0.041063

Sursa: Datele au fost accesate on-line la 21.05.2018 de pe https://data.worldbank.org/indicator/

BX.KLT.DINV.CD.WD și prelucrate de autor cu Software EViews

Modelul clasic unifactorial descris în tabelul 4 este validat la nivelul

agregatului CEEC-10, conform valorilor lui R-squared și F-statistic, iar per

economie numai LV și RO generează, conform datelor din ultimii douăzeci de

ani, modele valide și relativ utile în prognoze. O constatare la fel de interesantă

este legată de parametrul α (interceptor engl.) care tinde către valoarea 0, ceea

ce transformă modelele în coefi cienți de elasticitate, conform valorii lui β.

������� � � � �� ��������������������������������������������]%^� [2]

Modele FDI în funcție de exporturi

Tabel 5Group/State α γ R-squared F-statisticCEEC-10 -1.06E+09 -0.031085 0.272557 74.18618BG -2.03E+09 -0.042211 0.024984 0.461233

CZ -5.51E+09 0.012521 0.048618 0.919852

EE -4.35E+08 -0.022250 0.051924 0.985828

LT -5.86E+08 -0.001531 0.001362 0.024552

LV -3.43E+08 -0.026166 0.096668 1.926223HU -3.15E+09 0.008633 0.062134 1.192497PL -6.26E+09 -0.015021 0.115909 2.359902

RO -2.37E+09 -0.043940 0.110012 2.224982

SI -1.86E+08 -0.004589 0.007512 0.136233

SK -1.92E+09 0.004754 0.005736 0.103845

Sursa: Datele au fost accesate on-line la 21.05.2018 de pe https://data.worldbank.org/indicator/

BX.KLT.DINV.CD.WD și prelucrate de autor cu Software EViews

Page 87: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201886

Modelul clasic unifactorial descris în tabelul 5 este validat la nivelul agregatului CEEC-10, conform valorilor lui R-squared și F-statistic, iar per

economie niciuna dintre țările grupului CEEC-10 nu generează un model care

să treacă testarea intensității corelației (F-statistic). Corelația clasică așteptată între FDI și exporturi nu produce modele valide și nu generează coefi cienți de

elasticitate așteptați la nivelul niciunui stat din grupul CEEC-10.

������� � � ��� ������������������������������������������]L^� [3]

Modele ISD în funcție de importuri

Tabel 6Group/State α δ R-squared F-statistic

CEEC-10 -8.14E+08 -0.035271 0.333069 98.88243

BG -7.82E+08 -0.096389 0.142197 2.983845

CZ -5.55E+09 0.013550 0.047052 0.888762

EE -4.09E+08 -0.024229 0.053644 1.020334

LT -4.96E+08 -0.005911 0.019442 0.356887

LV -1.33E+08 -0.041160 0.257629 6.246644

HU -3.23E+09 0.009995 0.067650 1.306051

PL -5.72E+09 -0.018266 0.154587 3.291371

RO -1.02E+09 -0.064592 0.281149 7.039948

SI -2.94E+08 -0.000157 0.000007 0.000131

SK -1.82E+09 0.002799 0.001787 0.032232

Sursa: Datele au fost accesate on-line la 21.05.2018 de pe https://data.worldbank.org/

indicator/BX.KLT.DINV.CD.WD și prelucrate de autor cu Software EViews

Modelul clasic unifactorial descris în tabelul 6 este validat la nivelul

agregatului CEEC – 10, conform valorilor lui R-squared și F-statistic, iar per

economie numai LV și RO generează, conform datelor din ultimii douăzeci de ani, modele valide și relativ utile în prognoze (determinația conform modelării

este mai mică la nivelul agregatului CEEC-10, în raport cu importurile, și ușor

mai mare la nivelul celor două economii ce dețin modele valide. Parametrul

α (interceptor) își menține tendința către valoarea zero, ceea ce transformă

modelele în coefi cienți de elasticitate, conform valorii lui δ.

������� � � � ��� � � �� ���������������������]F^�

[4]

Page 88: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 87

Modele ISD în funcție de PIB și exporturi

Tabel 7Group/State α β γ R-squared F-statisticCEEC-10 -1.07E+09 -0.036032 0.037015 0.517822 105.7814BG 1.18E+09 -0.366183 0.478988 0.261236 3.005698CZ -5.06E+09 -0.011743 0.025710 0.051541 0.461907EE -3.68E+08 -0.024676 0.005798 0.056690 0.510822LT -97044562 -0.053442 0.056556 0.181308 1.882417LV 58315160 -0.079856 0.095437 0.391957 5.479269HU -3.37E+09 0.007920 0.001035 0.064972 0.590633PL -2.18E+09 -0.039341 0.055093 0.231227 2.556583RO -3.69E+08 -0.113994 0.237888 0.538013 9.898781SI -1.73E+09 0.138343 -0.156565 0.508067 8.778769SK -1.07E+09 -0.048395 0.050138 0.025360 0.221168

Sursa: Datele au fost accesate on-line la 21.05.2018 de pe https://data.worldbank.org/indicator/

BX.KLT.DINV.CD.WD și prelucrate de autor cu Software EViews

Modelul clasic bifactorial al FDI în funcție de GDP și X, descris în

tabelul 7, este validat la nivelul agregatului CEEC-10, conform valorilor lui

R-squared și F-statistic, iar per economii la LV și RO se adaugă SI. De această

dată, modelele prezintă determinații mult mai mari, conform R-squared. Un

potențial candidat la o modelare validă devine și BG, în perspectivă.

������� � � � ��� � ��� ������������������������]@^� [5]

Modele ISD în funcție de PIB și importuri

Tabel 8Group/State α β δ R-squared F-statisticCEEC-10 -1.08E+09 -0.034746 0.034058 0.490691 94.89943BG -3.87E+09 0.452174 -0.718483 0.387283 5.372628CZ -5.17E+09 -0.011713 0.028094 0.049400 0.441720EE -3.75E+08 -0.022947 0.003951 0.056552 0.509508LT -3.59E+08 -0.020048 0.016885 0.031346 0.275068LV -1.82E+08 0.019395 -0.070949 0.263257 3.037262HU -3.17E+09 -0.002570 0.012773 0.067789 0.618108PL -3.86E+09 -0.023980 0.027440 0.167853 1.714537RO -1.26E+09 0.048499 -0.178945 0.296601 3.584185SI -1.53E+09 0.137206 -0.167583 0.257525 0.257525SK -2.04E+09 0.015898 -0.013021 0.003228 0.027526

Sursa: Datele au fost accesate on-line la 21.05.2018 de pe https://data.worldbank.org/indicator/

BX.KLT.DINV.CD.WD și prelucrate de autor cu Software EViews

Modelul clasic bifactorial al FDI, în funcție de GDP și M, descris în

tabelul 8 este validat la nivelul agregatului CEEC-10, conform valorilor lui

R-squared și F-statistic, iar per economii exclusiv la nivelul BG (se remarcă

unele potențiale tendințe de validare, în viitor, pentru LV și RO).

Page 89: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201888

������� � � � ��� � � �� � ��� �������������]G^�

[6]

Modele ISD în funcție de PIB, exporturi și importuri

Tabel 9Group/State α β γ δ R-squared F-statisticCEEC-10 -4.73E+08 -0.013644 0.226143 -0.238876 0.591910 94.76223BG -1.42E+09 0.152816 0.796476 -1.044494 0.842140 28.45197CZ -4.92E+09 0.002432 0.155196 -0.160059 0.056777 0.321041EE -3.66E+08 -0.022981 0.010354 -0.007004 0.056744 0.320839LT -5.80E+08 0.078440 0.309408 -0.408390 0.728085 14.28062LV -1.04E+08 0.060471 0.245346 -0.362509 0.798827 21.17787HU -3.02E+09 -0.020418 -0.047099 0.084035 0.081522 0.473375PL -6.68E+09 0.039717 0.193458 -0.296201 0.351325 2.888549RO -6.47E+08 0.049340 0.339331 -0.481812 0.756944 16.60950SI -1.48E+09 0.097566 -0.230885 0.131524 0.549376 6.502113SK -1.26E+09 0.132998 0.688374 -0.854305 0.381653 3.291807Sursa: Datele au fost accesate on-line la 21.05.2018 de pe https://data.worldbank.org/indicator/BX.KLT.DINV.CD.WD și prelucrate de autor cu Software EViews

Modelul generic al FDI în raport cu GDP, X și M se dovedește a fi cel mai adecvat grupului de țări analizate (CEEC – 10), benefi ciind de o intensitate a corelației în cadrul modelului foarte ridicată, în raport cu toate modelele anterioare. La nivelul economiilor ce compun CEEC-10, cinci dintre ele validează modelul multifactorial descris în tabelul 9, respectiv BG, LV, RO, LT și SI, alte două state putând fi potențial prognozate în perspectivă, ca nivel al FDI, pornind de la acest model econometric clasic multifactorial (SK și PL). Trei economii rămân în afara modelelor clasice investiționale, așa cum rezultă din toate analizele anterioare: CZ, HU și EE.

5. Concluzii

Analiza la nivelul grupului CEEC-10 a condus la selectarea a trei tipuri de modele clasice, pornind de la matricea de corelație a celor zece economii ex-socialiste europene, membre ale UE. În mod concret, au fost analizate trei modele unifactoriale ale FDI în raport cu GDP, X și M sintetizând validitatea/invaliditatea construcțiilor cu ajutorul lui R-squared și F-statistic. Agregatul CEEC-10 validează toate tipurile de modele econometrice ale FDI uni, bi și trifactoriale expuse în articol. Modelul FDI exprimat în funcție de exporturi, nu s-a validat la nivelul niciunui stat din grupul CEEC-10, în timp ce restul modelelor unifactoriale au vizat exclusiv LV și RO. Modelul bifactorial al FDI în funcție de GDP și X s-a dovedit a fi valid și la nivelul SI și potențial la nivelul BG, putând oferi un instrument de prognoză acestor economii în funcție de proiecțiile lor de creștere economică.

Page 90: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 89

Modelul FDI în raport cu GDP și M, cu excepția BG și potențial LV și RO nu constituie un instrument util în prognozele viitoare. Cel mai important model clasic analizat, rămâne modelul multifactorial al FDI în

funcție de GDP, X și M care devine util în mod real pentru cinci dintre economiile grupului CEEC – 10 și potențial pentru alte două. Pentru

cele trei state incluse în grupul CEEC-10 pentru care nu s-au mai validat

modele clasice ale FDI, se poate emite ipoteza trecerii lor pe un alt stadiu al

ciclului investițional (conform Brada și Tomsik), respectiv maturizarea lor

investițională conturând fl uxuri de FDI în celelalte state din grup și în restul

UE (Brada și Tomsik, 2003).

Bibliografi e 1. Brada, J.C., Tomsik, V. (2003), “Reinvested Earnings Bias, The“Five Percent”

Rule and the Interpretation of the Balance of Payments – With an Application to

Transition Economies”, William Davidson Institute Working Papers Series, Vol.

543, p. 22.

2. Broștescu, S-I., Săvoiu, G. (2018). Do the classical isd models confi rm the existence

of another Marshall plan, this time for Central and Eastern Europe? In: Advances

in the theory of economic decisions under risk and uncertainty, Ed. Performantica,

Iași.

3. Dinu, V., Săvoiu, G., Dabija, D-C. (2017), A concepe, a redacta și a publica un

articol științifi c. O abordare în contextual cercetării economice, 2nd edn. Editura

ASE, București.

4. Dunning, J. H. (1977),“Trade, Location of Economic Activity and MNE: A

Search for an Eclectic Approach”,In: Olhin B., Hesselborn P., Wijkman, P. (Eds.),

International Allocation of Economic Activity, London, Macmillan.

5. Frankel, J. A. (2004),“Real Convergence and Euro Adoption in Central and Eastern

Europe: Trade and Business Cycle Correlations as Endogenous Criteria for Joining

EMU”,KSG Working Paper RWP04-039., DOI: 10.2139/ssrn.601927.

6. Fritsch, M., Bublitz, E., Sorgner, A., et al. (2014), “How much of a socialist legacy?

The re-emergence of entrepreneurship in the East German transformation to a

market economy”, Small Business Economics,Vol. 43(2), pp. 427-446, DOI:

10.1007/s11187-014-9544-x.

7. Genereux, J. (2000). Economie politică. Macroeconomie și contabilitate națională,

2nd edn.,Editura All BECK, București.

8. Hertel, T.W., Brockmeier, M., Swaminathan, P.V. (1997),“Sectoral and economy-

wide analysis of integrating Central and Eastern European countries into the

EU: Implications of alternative strategies”, European Review of Agricultural

Economics, Vol. 24(3-4), pp. 359-386, DOI: 10.1093/erae/24.3-4.359.

9. Ifi nedo, P. (2011),“Examining Infl uences on e-Government Growth in the Transition

Economies of Central and Eastern Europe: Evidence from Panel Data”, In: Klun,

M., Decman, M., Jukic, T. (eds.), Proceedings of the 11th European Conference on

e-Government, pp. 310-319, Ljubljana.

10. International Monetary Fund IMF(1948),“Balance of Payments Manual.”, 1st

ed. Washington, D.C., available at: https://www.imf.org/external/pubs/ft/bop/

archives/BPM1.pdf (last accessed 2018/07/10).

Page 91: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201890

11. International Monetary Fund IMF (2009),“Balance of payments and international investment position manual”, Washington, D.C., available at:https://www.imf.org/external/pubs/ft/bop/2007/pdf/bpm6.pdf(last accessed: 2018/08/25).

12. Kaldor, N. (1969), “Strategic Factors in Economic Development”,Economic Development and Cultural Change, Vol. 17(2), pp. 277-280.

13. Kavkler, A., Borsic, D., Beko, J. (2012),“PPP in Central and Eastern European economies: further evidence from panel unit root tests”, Applied Economics Letters, Vol. 19 (16), pp. 1543-1548.

14. Labaye, E., Sjatil, P.E., Wojtek, B., Novak, J., Mischke, J., Fruk, M., Ionuțiu, O. (2013),“A new dawn: Reigniting growth in Central and Eastern Europe.”, New York: McKinsey Global Institute.

15. Linsi, L. A. (2017), “Measuring Foreign Direct Investments”,Flicke Formula Working Paper, Vol. 1, pp. 1-19.

16. Lipsey, R. E. (2001),“Foreign Direct Investment and the Operations of Multinational Firms : Concepts, History, and Data.”, NBER Working Paper No. W8665, Cambridge, MA: National Bureau of Economic Research.

17. Pîlc, M. (2015),“Determinants of the labour market institutions in post-socialist economies”, Communist and Post-Communist Studies, Vol. 48(2-3), pp. 97-112, DOI: 10.1016/j.postcomstud.2015.06.008.

18. Rainnie, A. (2000),“In the New Market Economies of Central Eastern Europe”,Economics of Transition, Vol. 8(3), pp. 791-792.

19. Săvoiu, G., Broștescu, S-I. (2017),“Three international statistical indicators and their factorial impact on the modelling of foreign investments in Romania”, Romanian Statistical Review – Supplement, Vol. 8,pp. 174-188.

20. Săvoiu, G., Gogu, E., Țaicu, M.(2017), “Hierarchies of Asociative Dynamics,

Starting From Romania’s Macro-Economic Imbalances in the EU-28. What Does

Romania’s Economic Evolution in the EU-28 Look Like?”,Romanian Statistical

Review, Vol. 65(3), pp. 35-46.

21. Săvoiu, G., Popa, S.(2012),“Investițiile străine directe (ISD) în România. Defi niții,

teorii, benefi cii. Caracteristici ale modelării econometrice”,Revista Română de

Statistică, Vol. 1, pp. 27-41.

22. Săvoiu, G., Siminică, M. (2016),“Disparities, Discrepancies and Specifi c

Concentration – Diversifi cation Trends in the Group of Central and East European

Ex-Socialist Countries”,Amfi teatru Economic, Vol. 18(43), pp. 503-520.

23. Scarlat, E.(2005), Cibernetic asistemelor economice, Editura Economică,

București.

24. Schotter, A.(1990), Free market economics, 2nd edn., Basil Blackwell, Cambridge.

25. Stoleru, L., G. (1968), “L’Equilibre et la Croissanceéconomique, Principes de

macroéconomie”, Revue économique,Vol. 19(3), pp. 513-514.

26. Williams, C. C., Horodnic, I. (2015),“Marginalisation and participation in the

informal economy in Central and Eastern European nations”, Post-Communist

Economies, Vol. 27(2), pp. 153-169.

27. World Bank Open Data, available at: https://data.worldbank.org/(last accessed

2018/05/21).

Page 92: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 91

VALIDITY AND INTENSITY OF CLASSICAL MODELS OF FDI IN CENTRAL AND EAST

EUROPEAN ECONOMIES

Ec. Simina - Ioana Broștescu, PhD student ([email protected])University of Craiova

Abstract

This paper defi nes a homogeneous area of the EU-member economies

in the Central and Eastern European ex-socialist states (CEEC-10), defi ned

by the relative similarity of the foreign direct investment association with the

gross domestic product, export and import, after a short introduction that

concretizes the group CEEC-10 countries, slightly diminished compared to

the usual CEEC-11, by eliminating the economy of Croatia, which has more

recently become a member of the European Union, and was placed for a long

time under the pressure of military confl ict. In the fi rst section, major factors

are detailed in the classic FDI models. A methodological section clarifi es

the databases, namely the capitalization of the World Bank’s information

resources, over the last two decades (1997-2016), as well as the statistical-

mathematical characteristic of the econometric modeling of the FDI, and the

third section, dedicated to the correlation matrices and the actual classical

models of the endogenous and exogenous variables, confers the natural

originality of the work. A synthesis of the FDI models for the CEEC-10 area

becomes creative through the capitalization of the statistical confrontations of

the major classical tests. The conclusions highlight a number of similarities

in the FDI dynamics within the CEEC-10 area, as well as the quality of the

forecasts centered on these models.

Keywords: Foreign Direct Investment (FDI), Central and Eastern

European Countries (CEEC-10), descriptive statistics, correlation matrix,

FDI models.

JEL CODES: C22, E22, F21, H43, O16, P33, R42.

1. Introduction

Classical economic theory has constantly insisted on the association between saving, investment and economic development, materializing its efforts on the investment-growth ratio; and, in this context, even investing, in the classical terminology of the founders of economics. The saving-investment balance and the investment function remain correlated with the real interest rate, and essentially infl uence growth or economic growth,

Page 93: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201892

when investment is viewed as a consensus at an immediate cost, favourably balanced by subsequent exemplary satisfaction that can be illustrated through a yield producing future profi t that is superior to current interest (Genereux, 2000). The approach undertaken by this article is structured in an interrogative manner, or else focused on a set of major questions of modelling investigation. Thus, starting from the investment–economic growth relationship in free or open market economies, from the contemporary European ex-socialist space, it is possible to reach the fi nal goal of this research, i.e. to provide a relevant statistical analysis regarding the validation or invalidation of the classical econometric models of foreign direct investment (FDI). The stress of modelling is thus placed on growth and economic opening, otherwise concretized, on value indices of gross domestic product (GDP), export (X) and import (M), as factorial or explanatory variables of FDI volume as a resulting variable. The fi rst question, an issue of a purely introductory nature, which gives substance and meaning to the research (Dinu et al., 2017) is related to the selection of the modelling area, which is defi ned by European ex-socialist economies: which are the group of member countries of EU which can be studied, hoping that the said group can represent an economic area, if not entirely similar, in point of evolution or transition to the economic opening of free markets, yet at least statistically homogeneous? The homogeneity of an optimal area is practically anticipated as a minimal heterogeneity of the group delimited, compared to other potential groupings of European ex-socialist countries, and quantifi ed according to the specifi c variance coeffi cient according to the skewness value, with the hope of moderation in asymmetry, and in relation to the determined value of the kurtosis-type indicator, with expectations for less eccentric values. Following – and as a result of – the Second World War, Europe’s economy was deeply affected, and was in need of a sustained fi nancial support program, through investment, for reconstruction purposes, in order to limit the expansion of communism and its autarchic or isolated markets, and to thus revive the Western European capitalist economy seriously affected after the war. The Marshall Plan was the starting point for this external investment process, and also the beginning of the initiation of the European Union, initially integrating the Western nations of the continent into an economic community, and after 1990, gradually, also most of the Central and Eastern European states, recently liberated from Communist domination (Broștescu and Săvoiu, 2018). The direct foreign investment processes of

the last 25 years that have taken place in most of the Central and Eastern

European countries have led to the opening up of their economies, and to the

abandonment of the excessive centralization of their structure in favour of the

attributes specifi c to capitalism and the free market. Accession to the European

Page 94: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 93

Union brought a fi rst wave of foreign direct investment (FDI), the funds of which have been earmarked to ensure the economic convergence necessary for all member states, caused by inequality in productivity, employment, income and, ultimately, economic development and openness, in order to reach levels comparable to the EU average. The delimitation of an optimal research area for the ex-socialist European Central and Eastern European states is relatively diffi cult due to the inhomogeneity, excessive asymmetry and eccentricity of the economies of these countries, since a multitude of possible aggregations coexist that are based on the valorisation, evaluation and detailing of a series of criteria: a) the geographic criterion, which leads to a multitude of potential aggregations of the ex-socialist economies, such as Western Europe, Eastern Europe, Central Europe, the Baltic, the Balkans, etc.; b) the administrative criterion, which brings together ex-socialist states that belong to the European Union or not; c) the evolutionary criterion, which refers to the state of progress of those countries, their transition to free market economies, or being in the process of convergence; d) the criterion through which the membership in the Euro zone is established, following the fulfi llment or non-fulfi llment of the accession conditions; e) the criterion of belonging to an area following the signing of a treaty or agreement; f) the criterion of progress at the level of mentality, education and culture; g) the spatial association criterion, in keeping with the resolution of the problem of group or absentee property, in the absence of legal regulations or their ambiguous defi nition; h) the criterion of heterogeneity, which regards the demographic, linguistic, religious, etc. structure, which in turn determines different types of economies, in which concentration or diversifi cation actions take place; i) the accepted collective tolerance criterion, related to the preservation of identity in diversity; j) the criterion of institutional similarities between the confi rmed European democratic states and the ex-socialist ones that are in the process of democratization; k) the statistical criterion of minimizing the internal heterogeneity of the region in relation to the absolute value indices of GDP, X, M, etc., but also with some relative indicators of economic freedom, human development, corruption, etc.; l) the criterion of similarities between the practical abandon of socialism/communism; m) the criterion of the relative typological identity of the processes of political, economic, social revolutionary changes; n) the criterion of prompt or relatively delayed membership of the second Marshall investment plan, provided, after 1990, to the European ex-socialist countries; o) the criterion of similarly identifying associations, regressions or correlations within the four major balances of the macroeconomic strategy rectangle in these pre-accession and post-accession states (Săvoiu et al., 2017); p) the criterion of the relatively identical assimilation,

Page 95: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201894

as a fi nality of international risks, virtually transformed into global crises and recessions with major fi nancial causes, related to economic resources, etc.; r) the criterion of “synchronizing business cycles against asymmetric shocks” with regional or local impact, derived from ethnic, religious, military, etc. confl icts (Frankel, 2004); s) the criterion of the relative identity of ethical and morality or honesty approaches; t) the criterion of the formative ideal of the civil society, and the assumption of various tendencies to protect the members of some communities against the abuses of the state or the public property, etc. Such a detailed criterion typological approach to the research areas may become slightly precarious, and even make errors of structuring and classifying, delimiting and theoretically transposing boundaries that become practically exposed to the ambiguity of the multitude of the criteria of the arguments, given the content of all these criteria, the defi nition methods and the models used in the pragmatic segmentation of a common space of this research. The categorical classifi cation of the research areas of the ex-socialist economies, which we propose below, is also the result of previous research(Fritsch et al., 2014;Săvoiu and Broștescu, 2017 ; Săvoiu and Siminică, 2016) and considers internal

factors of great diversity, but above all external statistical arguments related

to the sphere of the realities of the economies investigated, their homogeneity,

asymmetry and their specifi c informational management. A commonly used

grouping of ex-socialist economies is of a purely geographic nature, and

distinguishes the Central European area (EC-n generic, where n is the number of

economies included, or CEC-n, when several countries come together) from the

East-European one (Generic EE-n, or EEC-n, when it brings together several

countries), and through aggregation, fi nally represents a complex area CEEC-n

that responds optimally to the extensive continuation of the processes of criterion

discrimination of the group necessary for compiling the database, conducting

the descriptive statistical analysis, and detailed modelling. The continuity of the

process of territorial partitioning and the identifi cation of an optimal value of

n are easily exemplifi ed by extensively integrating criteria of EU membership,

positioning in the transition process timeline, the pre-accession and post-

accession process, real gaps in convergence, belonging to the Euro space, etc.

In essence, and also taking into account the literature devoted to

the territorial aggregations of the European ex-socialist space so far, several

construction solutions have been used, under the acronyms CEC-n, EEC-n

or CEEC-n, by segmenting the group of economies investigated: i) CEEC-2

(initially combining Hungary (HU) and Poland (PL), in the limited Phare); ii)

CEEC-4 (bringing together the CEEC-2 with Czechoslovakia, which became

the Czech Republic (CZ) and Slovakia (SK) in the extended Phare); iii) CEEC-

6 (bringing together Bulgaria (BG), Poland (PL), Romania (RO), the Czech

Page 96: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 95

Republic (CZ), Slovakia (SK) and Hungary (HU) (Rainnie, 2000); iv) CEEC-7, adding to CEEC-6 also Slovenia (SI) (Hertel et al., 1997); v) CEEC-8 (adding Croatia (HR) to CEEC-7) (Labaye et al., 2013); vi) CEEC-11 A, as an extended aggregation of 11 countries, made up by adding the three Baltic countries and East Germany, which was lost as a separate data source into Germany (Williams and Horodnic, 2015); vii) CEEC-11 B, also defi ning an aggregate of 11 countries, yet with East Germany (lacking individualized data compared to West Germany) naturally replaced by Croatia, where investment processes are not comparable to the rest of the group, starting from the fact that it joined the EU later); viii) CEEC-12, including East Germany and Croatia (Kavler et al., 2012); ix) CEEC-12, or TECEE, starting from the common heading, that of economies in transition of Central and Eastern Europe, adding Bosnia-Herzegovina (BA), Macedonia (MK), Montenegro (ME), Serbia (RS), a structure lacking unity, mixing EU member states and non-EU members (Ifi nedo, 2011); x) ExS-25, including 25 countries or post-socialist economies (Pîlc, 2015). In addition to the 10 variants of grouping ex-socialist economies, already recognized in the economic literature, a CEEC-10 variant is needed that excludes Croatia from CEEC-11 B, or Germany from the CEEC-11 A, and which provides, in a criterion-based, geographical and historical manner, affordable, unitary and accessible data to best achieved the goals of this research; thus it becomes the CEEC-10 group of the Central and Eastern European Countries, including: Bulgaria (BG), the Czech Republic (CZ), Estonia (EE), Lithuania (LT), Latvia (LV) Poland (PL), Romania (RO), Slovenia (SI), Slovakia (SK), Hungary (HU). A hierarchy of the similarity of the intensity of the macroeconomic equilibria describing the rectangle of economic strategy according to Kaldor (1957) and Stoleru (1967), made for the countries of the CEEC-10 group compared to Romania, undertaken by Săvoiu, Gogu and Ţaicu (2017), shows small gaps

ranging between 0.0145 and 0.33375 between the fi rst and the last nation ranked

in the group. This approach confi rms a higher group homogeneity, and based on

the ranking method applied, focused on the R-squared of the equilibrium models

combined into the GDP rate, defi ned as a common effect of the ratios of infl ation,

unemployment and trade balance in GDP, gives priority to this investigative area,

which the present research identifi es as an answer to the introductory question,

and at the same time as an object generating series of data submitted to modelling.

2. Major factors in classical theories and modelling of foreign

direct investment

A synthesis of the multiple classical acceptations underpinning FDI

points out that they consistently benefi t from three fundamental elements:

the existence of a share capital, the presence of reinvested profi ts, and intra-

Page 97: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201896

company loans. However, FDI defi nitions become more and more varied, some increasingly pertaining to accounting, describing the recording and quantifi cation algorithm, some others dominantly fi nancial, describing mainly capital markets and the defi ning fi nancial instruments, while most defi nitions remain generally economic, bringing together most of the economic aspects that describe them, and, last but not least, prevalently statistical, naturally associated with fl ows (input/output) and foreign capital stocks entering another country, in order to build or take over a company; combining all of these approaches, can even turn FDI statistics into an often diffi cult construction, confi rmed by the existence of discrepancies between the global fl ows of FDI inputs and outputs (Linsi, 2017). In the fi rst edition of the Balance of Payments Manual,FDI brings together the capital invested by the residents of an economy or country in a productive company or other foreign trade entity “effectively controlled” by investors, being fundamentally different from foreign portfolio investment (FPI), through “the actual enforcement of control linked to the effi cient return on capital invested, through managerial infl uence over the company where the investment was made” (Lipsey, 2001). FDI was delineated as against other foreign investment, as foreign investors held over 50% of the voting shares of a corporation, or a foreign investor held more than 25% of the BPM5 in 1993.The conceptual nuanced presentation of FDI continued after BPM6, a major cause being the transition of the economies of ex-socialist countries in the Central and Eastern European countries, but also China’s exceptional economic growth under the impact of FDI on an international level. The IMF has established the statistically argued FDI threshold in the fi nal version of BPM6, in accordance with which any cross-border investment involving at least 10% of a company’s voting pool automatically becomes FDI, and below this threshold it remains a foreign portfolio investment (FPI). Classical economic theory insisted on associating investments with economic growth, the benefi t of classical axiomatic approaches to FDI as a sustained factor in GDP growth, over time, being considered by some authors rather theoretical than practical. That benefi t is strongly related to the free market theory (Schotter, 1968), both by the actuality and topicality of the investment cost, which is counterbalanced by its subsequent recovery, within a life cycle of the investment as such, and by the substantial repatriation of the specifi c greenfi eld- or brownfi eld-type profi t of FDI, in the investor’s home area, diminishing the extensive and highly sustainable development of the space in which the investment was actually made. The triple structuring of classical theories outlines a genuine triangle (Figure 1) that combines the trade-related theories and traditional approaches, as well as the theories of factorial diversity, all of which continuously remodel

Page 98: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 97

the process of achieving FDI as a physical investment by building a company or economic entity in another country, different from the country of the company making the investment itself, starting from the defi ning strategy of FDI to identify new sources of raw materials, from discovering new outlets, from gaining access to new technologies and increased production effi ciency, as the foreign investor simply looks for new benefi ts.

The Triangle of Classical Foreign Direct Investment Theories (FDI)

Figure 1

�#����� ��.�.�������/�$�1�� ��2

�#����� ��������$�������$������/��33����#�

���$���#�����

�0��(��� ����������������������)�����*������+��������� ������ )*+$� From the fi rst category of classical theories that describe trade, we could mention (Săvoiu and Popa, 2012): i) the theory of absolute comparative advantage (Adam Smith, 1776), which defi nes commercial advantage as the absolute comparative advantage obtained by buying cheaper goods in a foreign country, with a positive impact on profi t and bringing a signifi cant surplus to all members of the exchange; ii) the theory of relative comparative advantage (David Ricardo, 1817) according to which the relative value of commodities in an economy and that of commodities substituted between two or more economies are governed by a single rule: the profi t discriminating, at the level of each country, the type of activities and the capital of this relative advantage, increasing the import and export possibilities of any economy; iii) the theory of commercial gravity (Walter Isard, 1954), which considers that the trade fl ow between two countries is directly infl uenced by the distance between the two economies; iv) the theory of Heckscher-Ohlin’s specifi c factors (Heckscher, 1919; Ohlin, 1933), which validates the assumptions that capital is immovable between identical industrial activities, in contrast to the mobility of labour, which is possible between different industrial activities; v) Leontief’s paradox (1954), which contradicts the Heckscher-Ohlin specifi c factors theory, limiting its applicability and demonstrating that, for instance, the US economy is importing capital, even though it has been, and still is, endowed with the largest volume of capital in the world; vi) Linder’s theory (1961), which emphasizes that the

Page 99: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 201898

structure of demand in international trade is directly and positively infl uenced

by the similarities between their economies, which increase the probability of

trading in order to obtain comparative advantages; vii) the theory of Johann

Heinrich von Thünen, or location theory, which shows that companies pursue

their own interest, namely maximizing profi ts, while individuals aim to optimize the usefulness of location (improved, in the case of FDI, by multiplying the factors that determine location, from natural resources to new, effi cient markets, from cheaper labour and infrastructure to avoiding obstacles to trade); viii) the theory of market imperfections (Hymer, 1976; Kindleberger, 1969; Caves, 1971), which shows the decisive role that market imperfections play in the area of international trade, permanently underlying the majority of FDI. From the second category, that of the theories centered on traditional approaches, some conclusive examples of FDI can be selected: i) the traditional theory of the multinational corporation, which explains the long-standing connection between a parent enterprise and its foreign subsidiary, the two forming together a multinational corporation, in which the former holds control over the latter, driven by profi ts and rising incomes, new resources, new markets, new technologies, etc.; ii) the theory of monopoly advantage (Hymer, 1976), according to which the investor holds a number of superior items of knowledge (monopoly advantages), through establishing subsidiaries abroad rather than in the investor’s country, thus becoming more profi table; iii) the theory of non-availability (Kravis, 1956), which explains import fl ows, with a country importing resources that it lacks, or when it is unable to

produce them, or else resources whose production cost is much too high, the

phenomenon being defi ned as relative non-availability; iv) the technological gap theory (Posner, 1961), which justifi es the advantages of monopoly through research activity or technological development; v) the Uppsala model theory, which lists the steps followed by companies in order to increase their external market share through their internally acquired experience, then by entering markets in economies placed in proximity and that are culturally similar, and ultimately through traditional exports to geographically distant countries; vi) the Porter’s diamond theory (1990) or the theory of competitive advantage, which highlights the interdependence between the tactics of a transnational corporation and the competitive gains of host countries; vii) the innovation diffusion theory (Rogers, 1962), which emphasizes the profi tability of spreading new ideas and innovative technologies among members of an economic structure; viii) the eclectic theory or paradigm (Dunning, 1980), which is the broadest FDI theory, virtually a mixture of the traditional theories, and provides a general view in determining the proportion, prospects and distribution of FDI globally, typologically discriminating FDI as market

Page 100: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 99

investment and investment in resources (raw materials); the eclectic theory, or the OLI paradigm, which brings together all the factors meant to attract FDI: benefi ts related to property (O – ownership), benefi ts related to location (L – location), and benefi ts related to internalization (I – internalization), the pattern of international production being infl uenced by the structure of all of the three types of benefi ts (O: of the multinational, L: of the countries or regions, and I: required for the establishment of O and L). In the third class of theories regarding factorial diversity, one can fi nd: i) the contingency theory, referring to the organizational structure and the type of management, as elements infl uenced especially by the decision-making performed under emergency conditions; ii) the theory of the FDI contract, highlighting the role of the commitments in the global economy; (iii) the theory of the scale economy, which simultaneously exhibits both cost advantages and cost reduction, and disadvantages linked to price and FDI profi t; iv) the theory of internalization (Buckley, Casson, 1976, Rugman, 1981), identifying a series of interdependent activities complementary to actual production, from workforce training, to research-development or marketing, etc.; v) the life-cycle theory (Vernon, 1966), which shows that the productive activity of a multinational company moves from one market to another within the life-cycle of a product; vi) the theory of the fi rm growth (Penrose, 1959), which highlights the fact that the development of a company is also dependent on the quality of recruiting human resources and the continuity of those processes. The concrete modeling of FDI attempts to synthesize the main processes and phenomena that occur in the real economy, using three main classes (Scarlat, 2005): a) models of equilibrium of aggregate demand and aggregate supply (short-term models); b) models of economic growth (models with short – and medium periods of 5 – 10 years); c) models of economic cycles and fl uctuations (long- and very long-term models, over 10 years, which can even capitalize series including data series amounting to hundreds of items, for the behavioral knowledge of FDI). Most of the econometric models addressing the issue of FDI are the result of classical statistical theories, based on: i) the FDI–economic growth correlation (or FDI–GDP), where FDI stands as the exogenous factor in most cases; ii) the general macroeconomic systematization of FDI, or the classical FDI alternative, in which case FDI is modeled both as an exogenous and an endogenous factor; iii) modern syncretism and the continuous transformation of factors, FDI becoming predominantly an endogenous factor. The variability of classical eclectic models is also the result of the diversity of databases centered on value indicators, statistical ratios and indices, as well as on structural indicators.

Page 101: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018100

The classic econometric modelling of FDI distinguishes major factors of an identity and cyclical character (Săvoiu and Broștescu, 2017): i) correlates the FDI dynamics with the specifi c dynamics of economic growth and the evolution of energy resources (Omri and Kahouli , 2017); ii) it associates FDI and knowledge-capital; iii) it quantifi es FDI by derived indicators or macro-aggregated indicators resulting from the gross domestic product calculation methodology (Kozhevnikov, Pridvizhkin and Bazhenov, 2017); iv) it links FDI and external trade indicators; v) it calculates the infl uence of taxation or fi scal

policies on the level of FDI fl ows; vi) it refl ects the relationship between FDI

and the exchange rate or infl ation; vii) it tracks the infl uence of unemployment

on the level of FDI; viii) it calculates the fl ow of FDI in relation to the

degree of infrastructure, labour availability, market shares, level of industrial

development, etc.; ix) it refl ects the infl uence of the inequality of revenue

distribution on the FDI fl ow; x) it determines the relationship between FDI,

productivity and business cycle; xi) it quantifi es FDI based on factors such as

environmental taxes, cost constraints, commercial costs; xii) it associates FDI

with the level of training or schooling and corruption (Dauti, 2015) etc.

3. Methodology

The fi rst methodological step was the choice of data sources,

subsequently decrypted and transformed into information, as well as

appropriate metadata, which could satisfy the requirements of statistical

research in general, from completeness, to scientifi cally-based selection,

from ensured comparability to similar or identical periodicity, from the

careful specifi cation of the notional component or the calculation algorithm

of the economic indicator described, to the quantitative information or the

actual indicator that includes the time, space and structural (organizational,

administrative, etc.) delimitations. Several Internet-accessible databases were

analyzed, among which the ones presented below, and the fi nal preference for

one of them was the result of a detailed statistical analysis based on a multi-

criteria optimization:

• https://data.worldbank.org/indicator/BX.KLT.DINV.CD.WD

• https://data.worldbank.org/indicator/BX.KLT.DREM.CD.DT

• http://www.bnr.ro/Raport-statistic-606.aspx

• http://ec.europa.eu/eurostat/en/web/products-pocketbooks/-/KS-BK-07-001

•http://ec.europa.eu/eurostat/web/structural-business-statistics/

global-value-chains/foreign-affi liates

•https://stats.oecd.org/Index.aspx?DatasetCode=FDI_FLOW_INDUSTRY

•http://unctadstat.unctad.org/wds/TableViewer/tableView.

aspx?ReportId=96740

Page 102: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 101

• http://unctadstat.unctad.org/wds/ReportFolders/reportFolders.aspx • http://www.insse.ro/cms/ro/content/investitii-straine-directe-isd-romania •ht tp: / /data . imf.org/?sk=4C514D48-B6BA-49ED-8AB9-52B0C1A0179B&sId=1409151240976

Starting from the coverage of indicators at European and international

level, aggregated for large areas and even globally, from the complexity and

exceptional diversity of the statistical macro-aggregates, as well as from the

best statistical promptitude and comparability identifi ed in the World Bank database, available online at: https://data.worldbank.org/, our choice went to capitalizing on the latter, as can be seen from the analyses, confrontations, modelling, matrices, etc. Table 1 presents the statistical, macroeconomic indicators of FDI, starting from their established name, derived from direct investments or cross-border investments, associated with a resident company in a country (economy), benefi ting from control, based on the criterion of owning at least 10% of the voting shares, the usual or frequent unit of measure, as well as the succinct description or metadata of each of them:

Main indicators of FDI and their succinct description as metadata

Table 1Name of indicator

Measuring unit

Succinct content (metadata FDI indicators)

FDI, infl ows

(US$ in BM or € in Eurostat)

Investment infl ows destined to acquire a lasting interest, by direct investor fl ows in the reporting economy (country) as equity, reinvestment of earnings and other capital.

FDI,

net infl ows(US$ in BM or € in Eurostat)

Net investment infl ows destined to acquire a lasting interest, through investor’s equity fl ows directly into the reporting country, as an amount of equity, reinvestment of earnings and other capital (there are net FDI infl ows from the rest of the world to the reporting economy).

FDI,

outfl ows(US$ in BM or € in Eurostat)

Investment outfl ows to obtain a lasting interest, through capital fl ows of the investor directly to the rest of the world as an amount of equity, reinvestment of earnings and other capital.

FDI,

net

outfl ows

(US$ in BM or € in Eurostat)

Net investment outfl ows to obtain a lasting interest, through equity fl ows of the investor directly to the rest of the world, as an amount of equity, reinvestment of earnings and other capital (there are net FDI outfl ows from the reporting economy to the rest of the world).

FDI, net(US$ in BM or € in Eurostat)

This series of indicators shows the total net FDI. In BPM6, the balances of fi nancial accounts are calculated as the variation of assets minus the change in liabilities. The net FDI outfl ows are assets, and the net FDI infl ows are liabilities.

Source: Made by the author through the synthesis of information available online at: https://

data.worldbank.org/indicator/

Page 103: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018102

Subsequently, an investigation was conducted on defi ning or conceptualizing the datum (becoming an indicator through decryption), including the institutional source defi ning the family or the paradigm of associated data / correlated indicators, temporal, spatial and structural availability, categories of source data / indicators, of source or affi liation of each data or indicator, the specifi c economic activity and the instrumental evaluation or estimation method, or the statistical calculation algorithm from which it comes, the fi rst and last year for which the datum / indicator is available, and the date of the last update or chaining, as the last calendar date, where elements of the information were inserted or modifi ed in the database (Dinu et al., 2017). The indicators selected to form the basis of this investigation are structured by large classes or groups, starting from their typology, which in turn generates distinct types of modelling and econometric models.

Statistical value indicators in current World Bank prices concerning

FDI:

• Foreign direct investments net (FDInet =SER01); Note: In the calculations of net FDI according to BPM6, they are calculated as the variation of assets minus the change in liabilities (net outfl ows of FDI are assets, and net FDI infl ows are liabilities), in other words,

only the developed world countries have a positive balance for this indicator. • Foreign direct investements net infl ows (FDIINnet = SER02); • Foreign direct investements net outfl ows (FDIOUTnet = SER03); • Gross domestic product (GDP = SER04); • Exports (X = SER05); • Imports (M = SER06); • Foreign trade balance (X-M = SER07);

The time-frame criterion option for the construction of a fi nal database for the eight indicators above, described as distinct series, covered the last two decades (1997-2016), according to their availability and general accessibility, at the level of country models, from which an aggregated group of 200 terms or observations per variable were subsequently made through aggregation. The descriptive statistics of the eight variables in the CEEC-10 group are, as expected, heterogeneous, having an excess Kurtosis, yet a Skewness that is within reasonable limits, as shown in Table 2:

Page 104: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 103

Descriptive statistics for CEEC-10 Group

Table 2

FDI net(USD)

FDI net infl ows

(USD)

FDI net

outfl ows

(USD)

GDP

(USD)

Exports

(USD)

Imports

(USD)

Foreign

trade

balance

(USD)SER01 SER02 SER03 SER04 SER05 SER06 SER07

Mean -2.61E+09 4.64E+09 2.02E+09

9.38E+10

4.99E+10

5.08E+10-9.09E+08

Median -1.36E+09 1.85E+09 2.86E+08

4.81E+10

2.94E+10

3.11E+10-8.56E+08

Maximum 2.03E+09 7.50E+10 7.36E+10

5.45E+11

2.59E+11

2.52E+11 1.91E+10

Minimum -1.74E+10 -2.09E+10 -2.48E+10

5.07E+09

2.59E+09

3.18E+09-2.76E+10

Std. Dev. 3.28E+09 9.75E+09 8.94E+09

1.13E+11

5.51E+10

5.37E+10 5.89E+09

Skewness -1.815454 5.020142 6.450980 2.333989 1.795314 1.779538 -0.697497

Kurtosis 6.338565 34.92265 50.36773 8.545150 5.890786 5.939944 8.234725

Jarque-Bera 202.7459 9332.192 20084.69 437.8225 177.0771 177.5857 244.5696

Probability 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Sum -5.21E+11 9.28E+11 4.05E+11

1.88E+13

9.97E+12

1.02E+13-1.82E+11

Sum Sq. Dev. 2.14E+21 1.89E+22 1.59E+22

2.56E+24

6.03E+23

5.73E+23 6.91E+21

Observations 200 200 200 200 200 200 200

Source: The data were accessed on-line at 21.05.2018 from https://data.worldbank.org/indicator/ BX.KLT.DINV.CD.WD and processed by the author with the EViews software

In parallel, ten databases were developed, which are similar as

indicators for the ten countries comprised of the CEEC-10 aggregate, the

descriptive statistics of which are much more homogeneous and moderately

asymmetrical.

4. Results and discussion

Starting from a second question, which can defi ne the research in this paper, namely whether the classical models of the FDI are still valid, and their link with economic growth (GDP), as well as from reasons of econometric modeling, a correlation matrix was made in Table 3 for the series of eight indicators selected in the methodological section:

Page 105: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018104

Matrix of correlation for CEEC – 10

Table 3

FDI net(USD)

FDI net infl ows

(USD)

FDI net

outfl ows

(USD)

GDP

(USD)

Exports

(USD)

Imports

(USD)

Foreign trade

Balance

(USD)

SER01 SER02 SER03 SER04 SER05 SER06 SER07

SER01 1.000000 -0.398974 -0.067601 -0.675873 -0.522070 -0.577122 0.375622

SER02 -0.398974 1.000000 0.941722 0.401604 0.436763 0.449351 -0.009590

SER03 -0.067601 0.941722 1.000000 0.189162 0.282360 0.276277 0.123255

SER04 -0.675873 0.401604 0.189162 1.000000 0.917664 0.943864 -0.017875

SER05 -0.522070 0.436763 0.282360 0.917664 1.000000 0.994461 0.290831

SER06 -0.577122 0.449351 0.276277 0.943864 0.994461 1.000000 0.188657

SER07 0.375622 -0.009590 0.123255 -0.017875 0.290831 0.188657 1.000000

Source: The data were accessed on-line at 21.05.2018 from https://data.worldbank.org/

indicator/ BX.KLT.DINV.CD.WD and processed by the author with the EViews software

It is clear, based on the values of correlation ratio (R), that, at the

level of the CEEC-10 aggregate, the association between FDI, GDP, exports

and imports is high in intensity (allowing the construction of even single-

factor models, in keeping with the values of R, which are higher than 0.5).

Another consequence, which is evident in the correlation matrix, is related to

the free and open market economy character of the members of the CEEC-10

group, according to R values for GDP associated with exports and imports (R

being higher than 0.9). The heterogeneous nature of the CEEC-10 aggregate

should not be omitted, which includes economies with different degrees of

development, export and import capacities, as well as investment attraction.

In this respect, the correlation matrices detailed for each of the ten CEEC-10

countries are clearly different, some validating, and others invalidating the

models worked out for the aggregate group.

A fi rst analysis was made for the single-factor models, where net FDI was expressed solely in accordance with economic growth (GDP), export (X) and import (M) (Tables 4, 5 and 6).

������� � � � ��� ���������������������������������������]1^�

� [1]

Page 106: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 105

FDI models in accordance with GDP

Table 4Group/State α β R-squared F-statisticCEEC-10 -7.72E+08 -0.019539 0.456804 166.5092BG -1.05E+09 -0.049311 0.073355 1.424912CZ -5.77E+09 0.009973 0.041005 0.769642EE -3.78E+08 -0.019853 0.056497 1.077848LT -4.43E+08 -0.005785 0.025073 0.462925LV -1.01E+08 -0.024949 0.232612 5.456194HU -3.40E+09 0.008939 0.064922 1.249729PL -4.91E+09 -0.009778 0.163136 3.508870RO -1.05E+09 -0.026086 0.259414 6.305080SI -4.48E+08 0.003986 0.007255 0.131544SK -1.88E+09 0.003135 0.002276 0.041063

Source: The data were accessed on-line at 21.05.2018 from https://data.worldbank.org/

indicator/ BX.KLT.DINV.CD.WD and processed by the author with the EViews software

The unifactorial classical model described in Table 4 is validated at the

CEEC-10 aggregate, according to the R-squared and F-statistic values, and,

per economy, only LV and RO generate, according to data from the last twenty

years, valid and relatively useful models in forecasts. An equally interesting

fi nding is related to the parameter α (or interceptor), which tends to 0, which

turns the models into coeffi cients of elasticity, according to the value of β.

������� � � � �� ��������������������������������������������]%^� [2]

FDI models in accordance with exports

Table 5Group/State α γ R-squared F-statistic

CEEC-10 -1.06E+09 -0.031085 0.272557 74.18618

BG -2.03E+09 -0.042211 0.024984 0.461233

CZ -5.51E+09 0.012521 0.048618 0.919852

EE -4.35E+08 -0.022250 0.051924 0.985828

LT -5.86E+08 -0.001531 0.001362 0.024552

LV -3.43E+08 -0.026166 0.096668 1.926223

HU -3.15E+09 0.008633 0.062134 1.192497

PL -6.26E+09 -0.015021 0.115909 2.359902

RO -2.37E+09 -0.043940 0.110012 2.224982

SI -1.86E+08 -0.004589 0.007512 0.136233

SK -1.92E+09 0.004754 0.005736 0.103845

Source: The data were accessed on-line at 21.05.2018 from https://data.worldbank.org/

indicator/ BX.KLT.DINV.CD.WD and processed by the author with the EViews software

Page 107: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018106

The unifactorial classical model described in Table 5 is validated at the level of the CEEC-10 aggregate, according to the R-squared and F-statistic values, and, by economy, none of the CEEC-10 countries generates a model that passes the correlation intensity test (F-statistic). The expected classical correlation between FDI and exports fails to produce valid models, and does not generate the elasticity coeffi cients expected in any of the CEEC-10 countries. ������� � � ��� ������������������������������������������]L^� [3]

FDI models in accordance with imports

Table 6Group/State α δ R-squared F-statistic

CEEC-10 -8.14E+08 -0.035271 0.333069 98.88243

BG -7.82E+08 -0.096389 0.142197 2.983845

CZ -5.55E+09 0.013550 0.047052 0.888762

EE -4.09E+08 -0.024229 0.053644 1.020334

LT -4.96E+08 -0.005911 0.019442 0.356887

LV -1.33E+08 -0.041160 0.257629 6.246644

HU -3.23E+09 0.009995 0.067650 1.306051

PL -5.72E+09 -0.018266 0.154587 3.291371

RO -1.02E+09 -0.064592 0.281149 7.039948

SI -2.94E+08 -0.000157 0.000007 0.000131

SK -1.82E+09 0.002799 0.001787 0.032232

Source: The data were accessed on-line at 21.05.2018 from https://data.worldbank.org/

indicator/ BX.KLT.DINV.CD.WD and processed by the author with the EViews software

The unifactorial classical model described in Table 6 is validated at

the level of CEEC – 10 aggregate, according to the R-squared and F-statistic

values, and only LV and RO generate, per economy, according to data from

the last twenty years, valid and relatively useful models in forecast (modelling

determination is lower for CEEC-10 aggregate, compared to imports, and

slightly higher for the two economies that have valid models). The α parameter

(interceptor) maintains its trend towards zero, which transforms the patterns

into coeffi cients of elasticity, according to the value of δ.

������� � � � ��� � � �� ���������������������]F^�

[4]

Page 108: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 107

FDI models in accordance with GDP and exports

Table 7Group/State α β γ R-squared F-statistic

CEEC-10 -1.07E+09 -0.036032 0.037015 0.517822 105.7814

BG 1.18E+09 -0.366183 0.478988 0.261236 3.005698

CZ -5.06E+09 -0.011743 0.025710 0.051541 0.461907

EE -3.68E+08 -0.024676 0.005798 0.056690 0.510822

LT -97044562 -0.053442 0.056556 0.181308 1.882417

LV 58315160 -0.079856 0.095437 0.391957 5.479269

HU -3.37E+09 0.007920 0.001035 0.064972 0.590633

PL -2.18E+09 -0.039341 0.055093 0.231227 2.556583

RO -3.69E+08 -0.113994 0.237888 0.538013 9.898781

SI -1.73E+09 0.138343 -0.156565 0.508067 8.778769

SK -1.07E+09 -0.048395 0.050138 0.025360 0.221168

Source: The data were accessed on-line at 21.05.2018 from https://data.worldbank.org/

indicator/ BX.KLT.DINV.CD.WD and processed by the author with the EViews software

The classical bifactorial model of FDI according to GDP and X,

described in Table 7, is validated at the level of the CEEC-10 aggregate,

according to R-squared and F-statistic values, and, by economy, SI is added to

LV and RO. This time, the models show much higher determinations according

to R-squared. A potential candidate for valid modeling also becomes BG, in

perspective.

������� � � � ��� � ��� ������������������������]@^� [5]

FDI models in accordance with GDP and imports

Table 8.Group/State α β δ R-squared F-statisticCEEC-10 -1.08E+09 -0.034746 0.034058 0.490691 94.89943BG -3.87E+09 0.452174 -0.718483 0.387283 5.372628CZ -5.17E+09 -0.011713 0.028094 0.049400 0.441720EE -3.75E+08 -0.022947 0.003951 0.056552 0.509508LT -3.59E+08 -0.020048 0.016885 0.031346 0.275068LV -1.82E+08 0.019395 -0.070949 0.263257 3.037262HU -3.17E+09 -0.002570 0.012773 0.067789 0.618108PL -3.86E+09 -0.023980 0.027440 0.167853 1.714537RO -1.26E+09 0.048499 -0.178945 0.296601 3.584185SI -1.53E+09 0.137206 -0.167583 0.257525 0.257525SK -2.04E+09 0.015898 -0.013021 0.003228 0.027526Source: The data were accessed on-line at 21.05.2018 from https://data.worldbank.org/

indicator/ BX.KLT.DINV.CD.WD and processed by the author with the EViews software

Page 109: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018108

The classical bifactorial model of FDI, according to GDP and M, described in Table 8, is validated at the level of the CEEC-10 aggregate, according to the values of R-squared and F-statistic, and, by economy, for BG (some potential validation trends can be perceived, in the future, for LV and RO).

������� � � � ��� � � �� � ��� �������������]G^�

� [6]

FDI models in accordance with GDP, exports and imports

Table 9Group/State α β γ δ R-squared F-statisticCEEC-10 -4.73E+08 -0.013644 0.226143 -0.238876 0.591910 94.76223BG -1.42E+09 0.152816 0.796476 -1.044494 0.842140 28.45197CZ -4.92E+09 0.002432 0.155196 -0.160059 0.056777 0.321041EE -3.66E+08 -0.022981 0.010354 -0.007004 0.056744 0.320839LT -5.80E+08 0.078440 0.309408 -0.408390 0.728085 14.28062LV -1.04E+08 0.060471 0.245346 -0.362509 0.798827 21.17787HU -3.02E+09 -0.020418 -0.047099 0.084035 0.081522 0.473375PL -6.68E+09 0.039717 0.193458 -0.296201 0.351325 2.888549RO -6.47E+08 0.049340 0.339331 -0.481812 0.756944 16.60950SI -1.48E+09 0.097566 -0.230885 0.131524 0.549376 6.502113SK -1.26E+09 0.132998 0.688374 -0.854305 0.381653 3.291807Source: The data were accessed on-line at 21.05.2018 from https://data.worldbank.org/indicator/ BX.KLT.DINV.CD.WD and processed by the author with the EViews software

The generic FDI model in relation to GDP, X and M proves to be the most appropriate to the group of the countries analyzed (CEEC-10), benefi ting from a very high correlation intensity within the model, compared to all previous models. At the level of the CEEC-10 economies, fi ve of them validate the multifactorial model described in Table 9, namely BG, LV, RO, LT and SI, with two other states potentially foreseeable, in terms of FDI level, starting from this classical multifactorial econometric model (SK and PL). Three economies remain outside of classical investment models, as shown by all previous analyses: CZ, HU and EE.

5. Conclusions

The analysis conducted at the level of the CEEC-10 group led to the selection of three types of classical models, based on the correlation matrix of the ten former socialist economies, now members of EU. Specifi cally, three unifactorial models of FDI were analyzed against GDP, X and M, synthesizing the validity/invalidity of constructions using R-squared and F-statistic. The CEEC-10 aggregate validates all types of econometric models of uni-, bi- and three-factor FDIs presented in the paper. The FDI model expressed in terms of exports was not validated at the level of any state in the CEEC-10 group, while the rest of the unifactorial models exclusively focused on LV and RO.

Page 110: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 109

The FDI two-factor model in keeping with GDP and X proved to be valid for SI, and potentially for, BG and can provide a forecasting instrument for those economies according to their projections of economic growth. The FDI model in keeping with GDP and M is, apart from BG, and potentially LV and RO, not a useful tool in future forecasts. The most important classical model analyzed is the multifactorial model of FDI based on GDP, X and M, which is actually useful for fi ve of the economies of the CEEC-10 group, and potentially for the other two. For the three states included in the group CEEC-10, for which classical FDI models could not be validated, one can make the assumption of their moving to another stage of the investment cycle (according to Brada and Tomsik), and the maturation of their investment can shape FDI fl ows in the other countries in the group, and in the rest of the EU (Brada andTomsik, 2003).

References

1. Brada, J.C., Tomsik, V. (2003), “Reinvested Earnings Bias, The“Five Percent” Rule and the Interpretation of the Balance of Payments – With an Application to Transition Economies”, William Davidson Institute Working Papers Series, Vol. 543, p. 22.

2. Broștescu, S-I., Săvoiu, G. (2018). Do the classical isd models confi rm the existence

of another Marshall plan, this time for Central and Eastern Europe? In: Advances in

the theory of economic decisions under risk and uncertainty, Ed. Performantica, Iași.

3. Dinu, V., Săvoiu, G., Dabija, D-C. (2017), A concepe, a redacta și a publica un

articol științifi c. O abordare în contextual cercetării economice, 2nd edn. Editura

ASE, București.

4. Dunning, J. H. (1977),“Trade, Location of Economic Activity and MNE: A

Search for an Eclectic Approach”,In: Olhin B., Hesselborn P., Wijkman, P. (Eds.),

International Allocation of Economic Activity, London, Macmillan.

5. Frankel, J. A. (2004),“Real Convergence and Euro Adoption in Central and Eastern

Europe: Trade and Business Cycle Correlations as Endogenous Criteria for Joining

EMU”,KSG Working Paper RWP04-039., DOI: 10.2139/ssrn.601927.

6. Fritsch, M., Bublitz, E., Sorgner, A., et al. (2014), “How much of a socialist legacy?

The re-emergence of entrepreneurship in the East German transformation to a

market economy”, Small Business Economics,Vol. 43(2), pp. 427-446, DOI:

10.1007/s11187-014-9544-x.

7. Genereux, J. (2000). Economie politică. Macroeconomie și contabilitate națională,

2nd edn.,Editura All BECK, București.

8. Hertel, T.W., Brockmeier, M., Swaminathan, P.V. (1997),“Sectoral and economy-

wide analysis of integrating Central and Eastern European countries into the

EU: Implications of alternative strategies”, European Review of Agricultural

Economics, Vol. 24(3-4), pp. 359-386, DOI: 10.1093/erae/24.3-4.359.

9. Ifi nedo, P. (2011),“Examining Infl uences on e-Government Growth in the Transition

Economies of Central and Eastern Europe: Evidence from Panel Data”, In: Klun,

M., Decman, M., Jukic, T. (eds.), Proceedings of the 11th European Conference on

e-Government, pp. 310-319, Ljubljana.

Page 111: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018110

10. International Monetary Fund IMF(1948),“Balance of Payments Manual.”, 1st ed. Washington, D.C., available at: https://www.imf.org/external/pubs/ft/bop/archives/BPM1.pdf (last accessed 2018/07/10).

11. International Monetary Fund IMF (2009),“Balance of payments and international investment position manual”, Washington, D.C., available at:https://www.imf.org/external/pubs/ft/bop/2007/pdf/bpm6.pdf(last accessed: 2018/08/25).

12. Kaldor, N. (1969), “Strategic Factors in Economic Development”,Economic Development and Cultural Change, Vol. 17(2), pp. 277-280.

13. Kavkler, A., Borsic, D., Beko, J. (2012),“PPP in Central and Eastern European economies: further evidence from panel unit root tests”, Applied Economics Letters, Vol. 19 (16), pp. 1543-1548.

14. Labaye, E., Sjatil, P.E., Wojtek, B., Novak, J., Mischke, J., Fruk, M., Ionuțiu, O. (2013),“A new dawn: Reigniting growth in Central and Eastern Europe.”, New York: McKinsey Global Institute.

15. Linsi, L. A. (2017), “Measuring Foreign Direct Investments”,Flicke Formula Working Paper, Vol. 1, pp. 1-19.

16. Lipsey, R. E. (2001),“Foreign Direct Investment and the Operations of Multinational Firms : Concepts, History, and Data.”, NBER Working Paper No. W8665, Cambridge, MA: National Bureau of Economic Research.

17. Pîlc, M. (2015),“Determinants of the labour market institutions in post-socialist economies”, Communist and Post-Communist Studies, Vol. 48(2-3), pp. 97-112, DOI: 10.1016/j.postcomstud.2015.06.008.

18. Rainnie, A. (2000),“In the New Market Economies of Central Eastern Europe”,Economics of Transition, Vol. 8(3), pp. 791-792.

19. Săvoiu, G., Broștescu, S-I. (2017),“Three international statistical indicators and their factorial impact on the modelling of foreign investments in Romania”, Romanian Statistical Review – Supplement, Vol. 8,pp. 174-188.

20. Săvoiu, G., Gogu, E., Țaicu, M.(2017), “Hierarchies of Asociative Dynamics,

Starting From Romania’s Macro-Economic Imbalances in the EU-28. What Does

Romania’s Economic Evolution in the EU-28 Look Like?”,Romanian Statistical

Review, Vol. 65(3), pp. 35-46.

21. Săvoiu, G., Popa, S.(2012),“Investițiile străine directe (ISD) în România. Defi niții,

teorii, benefi cii. Caracteristici ale modelării econometrice”,Revista Română de

Statistică, Vol. 1, pp. 27-41.

22. Săvoiu, G., Siminică, M. (2016),“Disparities, Discrepancies and Specifi c

Concentration – Diversifi cation Trends in the Group of Central and East European

Ex-Socialist Countries”,Amfi teatru Economic, Vol. 18(43), pp. 503-520.

23. Scarlat, E.(2005), Cibernetic asistemelor economice, Editura Economică,

București.

24. Schotter, A.(1990), Free market economics, 2nd edn., Basil Blackwell, Cambridge.

25. Stoleru, L., G. (1968), “L’Equilibre et la Croissanceéconomique, Principes de

macroéconomie”, Revue économique,Vol. 19(3), pp. 513-514.

26. Williams, C. C., Horodnic, I. (2015),“Marginalisation and participation in the

informal economy in Central and Eastern European nations”, Post-Communist

Economies, Vol. 27(2), pp. 153-169.

27. World Bank Open Data, available at: https://data.worldbank.org/(last accessed

2018/05/21).

Page 112: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 111

IFRS 9 de la proiect la implementare provocare pentru sistemul bancar

Elena Barsu ([email protected])

Abstract

Standardele Internationale de Raportare Financiara (IFRS) sunt elaborate de Consiliul pentru Standarde Internationale de contabilitate (IASB) si au ca obiectiv de a oferi informatii de inalta calitate, transparente si comparabile in cadrul situatiilor fi nanciare si in alte raportari fi nanciare

pentru a ajuta investitorii, alti participanti in petele de capital la nivel mondial

si alti utilizatori de informatii fi nancare sa ia decizii de natura economica.

Criza fi nanciara globala a demonstrat necesitatea gasirii unor solutii privind

comensurarea corecta a riscului de credit . Incepind cu anul 2009, IASB a

elaborat principii si modele noi pentru recunoasterea la timp a pierderilor

din creditare. Astfel a aparut IFRS 9 – Instrumente fi nanciare care inlocuieste

IAS 39 – Instrumente fi nanciare: recunoastere si evaluare. Versiunea IFRS 9

emisa in iulie 2014 inlocuieste toate celelelate versiuni si se aplica efectiv de

la 01 ianuarie 2018.

Cuvinte cheie: IFRS, evaluare, derecunoastere, valoare justa, valoarea in timp a banilor, cash fl ow test, derivative, contabilitatea de acoperire.

JEL Classifi cation: F21, G12

Introducere

Sistemul bancar din Romania aplica Standardele Internationale de

Raportare Financiara (IFRS) de la 01 ianuarie 2012, implicit aplicarea IFRS 9

devine o obligatie legala nu numai o necessitate de administrare a riscului de

credit . Pentru implementarea IFRS 9 bancile trebuie sa faca ample analize in

ceea ce priveste portofoliu de credite, active si obligatii fi nanciare sa ia decizii privind implementarea unor modele matematice si informatice astfel incit sa se poata calcula corect riscul de credit intrucit IFRS 9 introduce noi criterii de clasifi care si masurarea a instrumentelor fi nanciare in corelatie cu obiectivele/strategiile bancii (Modelul de Business) si caracteristicile contractuale care genereaza cash fl ows (numai plati de principal si dobinzi - SPPI Test).

Literature review

Dumitrescu (2018) abordeaza metodele de diminuare a riscurilor

bancare. Cercetarea elaborata de Soare (2015) abordeaza metodele si modelele

statistice utilizate in cadrul analizei specifi ce sistemului fi nanciar-bancar.

Page 113: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018112

Studiul elaborat de Norden şi van Kampen (2015) descrie dinamica indicatorilor

de credit comercial şi bancar în situaţiile fi nanciare ale întreprinderilor mici şi mijlocii , Ferrando (2015) a publicat unele comentarii asupra rezultatelor

celor doi cercetători. Hernández-Cánovas şi Martínez-Solano (2010) studiază

fi nanţarea la nivelul sistemului bancar al Europei continetale. Wehinger (2012) se preocupă de mutaţiile generate de criza economico-fi nanciară asupra

surselor de fi nanţare. Peicuti (2013) studiază securitizarea în contextul crizei

instrumentelor subprime . Pinto (2014) analizează caracteristicile securitizării

pe pieţele europene. Pinto şi dos Santos (2014) se preocupă de instrumentele

fi nanciare care pot fi utilizate după criza din 2008.

Analiza modifi carilor aduse de IFRS 9 Inlocuirea IAS 39 a avut in vedere trei etape , fi ecare reprezentind

capitole distincte in IFRS 9:

a. Etapa 1 – clasifi carea si evaluarea activelor fi nanciare si datoriilor

fi nanciare – acestea se clasifi ca in functie de modelul de business al entitatii

pentru gestionarea activelor fi nanciare si caracteristicile fl uxurilor de trezorerie

contractuale ale activului fi nanciar

b. Etapa 2 – metodologia deprecierii – tine cont de pierderile asteptate

c. Etapa 3 - contabilitatea de acoperire impotriva riscurilor – sunt

importante schimbari in modul in care este prezentata contabilizarea si

evaluarea acoperirii impotriva riscurilor dar pentru moment IASB prevede

posibilitatea ca entitatile sa aleaga in a aplica in continuare prevederile IAS

39 in materie, fi e sa aplice prevederile IFRS 9.

a. Etapa 1 – clasifi carea si evaluarea activelor fi nanciare si a datoriilor fi nanciare

IFRS 9 utilizeaza trei abordari pentru clasifi carea si evaluarea activelor

fi nanciare:

• cost amortizat;

• valoare justa prin alte elemente ale rezultatului global (FVTOCI);

• valoare justa prin contul de profi t si pierdere (FVTPL);

Criteriile de clasifi care sunt determinate de doi factori: Modelul de

afaceri si SPPI test.Ca un activ fi nanciar sa fi e evaluat la cost amortizat trebuie

sa indeplineasca cumulativ doua conditii:

• activul este detinut intr-un model de afaceri al carui obiectiv este de

ad etinele activele pentru a colecta fl uxurie de trezorerie contractual;

• termenii contractuali ai activului fi naniciar dau nastere la anumite

date la fl uxuri de trezorerie care sut numai plati de capital si dobinzi

aferente valorii principalului datorat.

Page 114: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 113

Când caracteristicile unui contract al unui activ fi nanciar nu indeplinesc crieteriul de SPPI - sa genereze numai fl uxuri de capital si dobinda, atunci

activul trebuie evaluat la valoare justa prin contul de profi t si pierdere. Un

activ fi nanciar va fi evaluat la valoarea justa prin alte elemente ale rezultuatului

global daca:

• activul este detinut in cadrul unui model de afaceri al carui obiectiv

se realizeaza atit prin realizarea fl uxurilor de trezorerie contractuale

cit si prin vinzarea activelor fi nanciare;

• termenii contractuali ai activului fi naniciar dau nastere la anumite

date la fl uxuri de trezorerie care sut numai plati de capital si dobinzi

aferente valorii principalului datorat.

Evaluarea justa prin contul de profi t si pierdere se va face daca

activele nu pot fi evaluate la costul amortizat sau la valoarea justa prin alte

elemente ale rezultatului global. Totusi o entitate poate alege irevocabil sa

recunoasca investitiile in instrumente de capitaluri care altminteri ar fi evaluate

la valoarea justa prin profi t sau pierdere de a prezenta modifi carile ulterioare

ale valorii juste in alte elemente ale rezultatului global. Instrumentele de

capital sunt intotdeauna evaluate la valoare justa, iar entitatea poate face o

alegere irevocabila de a prezenta modifi carile valorii juste in alte elemente

ale rezultatului global, cu conitia ca instrumentul sa nu fi e detinut pentru

tranzactionare.

In conformitate cu IFRS 9 datoriile fi nanciare sunt evaluate la cost

amortizat cu exceptia:

• datoriilor fi nanciare care sunt evaluate prin profi t si pierdere;

• datoriile fi nanciare care apar atunci cind un transfer de active

fi nanciare nu indeplineste conditiile de a fi recunoscut;

• contractele de garantie fi nanciare care ulterior sunt evaluate la

cea mai mare dintre valoarea ajustarii pentru pierderi si valoarea

recunoscuta initial;

• angajamentele pentru acordarea unui imprumut la o rata a dobinzii

sub valoarea pietiei si care ulterior sunt evaluate la cea mai mare

dintre valoarea ajustarii pentru pierderi si valoarea recunoscuta

initial;

• compensatia contingenta recunoscuta de o enitate dobinditoare

intr-o combinare de intreprinderi, care ulterior trebuie evaluata la

valaorea justa prin cotul de profi t si pierdere.

Pentru comparatie, in IAS 39 clasifi carea instrumentelor fi nanicare

se facea in baza unor defi nitii specifi ce pentru fi ecare categorie si cuprindea

: detinut pina la maturitate, credite si creante si evaluare la valoare justa prin

contul de profi t si pierdere

Page 115: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018114

In ceea ce priveste instrumentele derivate incorporate acestea nu sunt evaluate separat in cazul in care contractul gazda este un activ care intra in aria de aplicare a IFRS 9. Aceasta elimina evaluarea complexa privind separarea din IAS39. In conformitate cu IAS 39 instrumentul fi nanciar derivat active/obligatii care sunt legate de instrumente de capital necotate, acestea ar trebui eveluate la cost. IFRS 9 elimina evaluarea la cost si considera ca toate derivatele vor fi evaluate la FVTPL. Modelul de afaceri poate fi observat luând în considerare: • gestionarea activelor fi nanciare și

• măsura în care fl uxurile de numerar ale portofoliului derivă din

fl uxurile de numerar contractuale, din vânzarea de active fi nanciare

sau din ambele.

Mai exact modelul de afaceri:

• refl ectă abordările privind gestionarea activelor fi nanciare pentru

generarea fl uxurilor de numerar ;

• este defi nit de conducerea superioară a unei entități, cu implicarea

corespunzătoare a structurilor de afaceri ;

• nu depinde de intențiile conducerii pentru un instrument fi nanciar

unic, ci se referă la modul în care grupurile de active sunt gestionate

pentru a atinge un anumit obiectiv comercial.

In conformitate cu princiipiie IFRS 9 sunt identifi cate trei modele de

afaceri pentru activele fi nanciare:

• hold to collect – active fi nanciare detinute pentru a colecta fl uxurile

de numerar contractual;

• hold to collect and sell – active fi nanciare detinute pentru a colecta

fl uxurile de numerar si a vinde activele fi nanciare;

• altele - evaluare prin profi t si piedere.

Modele de Afaceri

Figura 1��$���"��% ������������������������������

�� � ����������������������������������������� ������ ��� ��������������������� �

��������������������������� � �����������������������������

� ������ ��� ��������������������� ��������������������� ��

����������� �

�������� �!��"��#������#$��%�� !������������ �� ������ � �������������������������������

��� ����������������������������

� � � � �

�� ���������������������� ���&����� ��� ����������������������� �� ������� �� �

�� ������������������ ��&����'������������(� � ����)������*���� ���������� ���(�

�� � �� � ��!�������������������� �������������+������������������� �����,��� � ����+������������������� ��������&�������'� ����������������������������� ���������� ���

�� ������ ��������� ����� ���������������������� ��� �������� ��������������������� ��-��

�� .��������/�*&����������������������)����&������ ��� �

�� ������ ����0������+���������� ������������������� -�������������

�� ������������������������+���������� ������������,1 ����� ���,�����,1 ����� ���������� ,2���������������������������� ��%%!���������� ����� ���������������������� ��

�����&���Sura: BCE

Page 116: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 115

In modelul de afaceri “hold to collect”, analiza vinzarii este foarte importanta: vinzarea trebuie sa fi e analizata din punct de vedere al coerentei cu modelul de afaceri. Analiza coerentei intre dinamica vinzarii si obiectivele modelului de afaceri trebuie sa ia considerare natura si cauza vinzarilor. Vinzarile sunt admise in urmatoatrele cazuri: a. in cazul cresterii riscului de credit b. cind vinzarile sunt: - frecvente dar nesemnifi cative - nu sunt frecvente dar sunt semnifi cative In ceea ce priveste frecventa vinzarilor este necesar ca aceasta sa fi e calculata si monitorizata periodic de catre managementul entitatii, si trebuie sa fi e revizuita cel putin o data pe an. Pentru analiza modelului de afaceri pot fi luate in consideratie: • Strategia entitatii stabilita printr-un set de obiective si actiuni pe

care entiatatea care detine instrumentul fi nanciar trebuie sa le intreprinda;

• Riscurile – indentifi carea riscurilor care determina performanta modelului de afaceri si a instrumentelor fi nanciare detinute , in special abordarile cu care acestea sunt gestionate si monitorizate;

• Compensarea/KPI - identifi carea abordărilor și a coerenței cu metodele de compensare și cu KPI(Key performance indicator – indicator de performanta), în special dacă aceasta depinde de valoarea justă a instrumentelor deținute, mai degrabă decât de marja destinată colectării fl uxurilor de trezorerie contractuale;

• Raportari – frecventa si caracteristicile informarii managementului. In acest sens un rol principal il are monitorizarea;

• Frecventa vinzarilor - identifi carea frecvenței, valorii și calendarului vânzărilor în perioadele anterioare, precum și așteptările privind vânzările viitoare;

• Motivele vinzarii activului - identifi carea motivelor care au sta la baza cesiunilor anterioare de active si vinzarile asteptate in viitor;

• Vinzari asteptate - trebuie evaluata probabilitatea ca vinzariile vor fi repetate in viitor si daca acestea pun la indoiala obiectivul modelului de afaceri de colectare a fl uxurilor de numerar.

Scopul testului SPPI (numai plati de principal si dobinda) este de a identifi ca instrumentele cu caracteristici diferite de cele ale unui contract de împrumut standard care o determină pe entitate să le evalueze la valoarea justă. În contractul de împrumut standar, recompensa pentru valoarea în timp a banilor și a riscului de credit o constituie de obicei majoritatea dobânzilor.

Page 117: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018116

Valoarea in timp a banilor este componenta dobânzii care oferă rambursarea numai cu trecerea timpului și nu pentru alte datorii și costuri asociate cu deținerea activului fi nanciar. Pentru a verifi ca dacă o componenta ofera o plata numai pentru trecerea timpului, o entitate utilizează evaluarea și contabilitatea tuturor factorilor relevanți (de exemplu, moneda activului fi nanciar și perioada de referință pentru rata dobânzii). Modifi carea in timp a valorii banilor este analizata tinind cont atit de factori cantitativi cit si calitativi. Mai jos corelatia dintre modelul de afaceri, testul SPPI si evaluarea instrumentelor fi nanciare

Tabel corelare model de afaceri

Figura 2��$���'��(���� ������ �������������� � �� �� � ������������ �� ��

� � � � � � �

� � ���������������� � ������������������������� � ����������!�$�

� � � � � �

�%%!��

����

������� ���������*��� �� "���!� �� "�%��

�� �� �� �� �� ��� � � � � �

������ "�%�� �� "�%�� �� "�%��

�� �� �� �� �� ��

��������� ��

�3!���!"�� � !���45� � ! ���5�

!������� ����*��2�����������������������*����� � �� � �,�����������������,����� � �� ���� ����������!��3�

� � � � �

Sursa: Autor

B. Etapa 2 – metodologia deprecierii

Cerintele privind metodologia deprecierii dupa IFRS 9 este semnifi cativ diferita fata de IFRS 9. IFRS 9 introduce un model nou, bazat pe pierderile preconizate, care impune recunoasterea timpurie a pierderilor cde se asteapta sa apara din deprecierea ceantelor. Rezulta ca pierderile din depreciere se inregistreaza din momentul recunoasterii initiale a instrumentelor fi nanciare si pe toata durata de viata a instrumentului fi nanciar.

Page 118: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 117

Tabel comparativ

Figura 3��$���)��(���� �������

�3!���!"�� � !���45� � ! ���5�

� � � � �

!������� ����*��2�����������������������*��������������� ������������������������������������ �'������������������ ��

� �� � �,�����������������,�����!���45�����������*���������������� ��������+����*� ������0���������,������������� ��.���,-����������2��6���&�� ����������,�������0��2�������/�*��,�

� �� ���� ����������!��3��������������*���������������� ��������������������������������������� ��������������������������������������������� �������

� � � � �

%����������������2���� � ���������*���������������������

� 7����������������!���452���������������� ���+��������������������� ������������)��������������� ����������.����������0�� ������� ��

� ! ���5������������� �*�������������� ��)�������������2���� �������������������������������

� � � � �

�� � ����������������������'��������������������� �'� ������������������� ��������������

� !���45����'� ����������� ������ ������������������������������� ����������������� �������������

� ! ���5����'� �.���������)������ ����������������� �'� ������������������� ����������������������������� ����� ���� �����6���&���������� ����������.�����������

��������� ��Sursa: Autor

IFRS 9 recunoaste pentru depreciere modelul “pierderilor din credit asteptate” (ECL). Pierderile din credit asteptate sunt recunoscute la fi ecare perioada de raportare, chiar daca nu s-au produs evenimente care sa conduca la pierdere efectiva . În plus, în cazul evenimentelor trecute și al condițiilor actuale, sunt luate în considerare informații rezonabile și probabile cu privire la viitor care sunt disponibile fără costuri sau eforturi nejustifi cate în determinarea deprecierii.

IFRS 9 prevede că, în scopul deprecierii,activele fi nanciare vor fi

clasifi cate în 3 etape, (cu un nivel diferit de ajustare) în funcție de deprecierea riscului de credit în momentul prezentării inițiale:

• etapa 1 – pierderi asteptate pe o perioada de 12 luni, includ activele

fi nanciare care nu sunt deteriorate semnifi cativ , care au un risc de credit scazut;

• etapa 2 – pierderi asteptate pe perioada de viata- acoperă

instrumentele fi nanciare care s-au deteriorat semnifi cativ în ceea ce

privește calitatea creditului de la recunoașterea inițială (cu excepția

cazului în care sa aplicat și este relevant riscul de credit scăzut), dar

care nu are dovezi obiective privind un eveniment de pierdere de

credit;

• etapa 3 – pierderi asteptate aferente activelor fi nanciare pentru care

riscul de credit a crescut semnifi cativ la data raportarii.

Pierderile de credit sunt defi nite ca diferența dintre fl uxurile de numerar contractuale și fl uxurile de numerare care se așteaptă să fi e primite

Page 119: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018118

(“defi cite de numerar”). Această diferență este actualizată la rata efectivă inițială a dobânzii (sau la rata efectivă a dobânzii ajustată pentru activele fi nanciare cu risc de credit depreciate).Pierderile asteptate pe o perioada de 12 luni reprezinta o parte din pierderile asteptate din durata de viata. Acestea se calculează prin înmulțirea probabilității apariției unei neîndepliniri la instrument în următoarele 12 luni cu valoarea totală (durata de viață) a pierderilor asteptate care ar rezulta din această neplată.

C. contabilitatea de acoperire impotriva riscurilor

IFRS 9 creaza un nou model de contabilitate de acoperire impotriva riscurilor corelat cu managementul riscului.Reclasifi carea instrumentelor fi nanciare se face daca si numai daca entitatea isi modifi ca modelul de afaceri pentru gestionarea instrumentelor fi nanicare. Nu sunt considerate modifi cari ale modelului de afaceri: • chimbarea intentiei fata de anumite active fi nanciare; • disparitia temporara e unei anumite piete pentru activele fi nanciare; • transferul de active fi nanciare intre partile unei entitati care au

modele de afaceri diferite. Reclasifi carile instrumentelor fi nanciare se face la fi ecare data de raportare. Se reclasifi ca instrumentele fi nanciare dar nu se retrateaza cistigurile, pierderile (inclusiv cistigurile sau pierderie din depreciere) sau dobinzile recunoscute anterior.

Impactul implementarii IFRS 9

Urmare analizei efectuate la nivel european implementariea cu 01 ianuarie 2018 a IFRS 9 a rezultat ca bancile au suferit o eroziune rezonabila a nivelului de capital. Provizioane pentru pierderile din credite anticipate, mai degrabă decât deja suportate au fost cea mai mare schimbare introdusă de noul standard internațional de raportare fi nanciară IFRS 9. Conform regulilor, băncile sunt obligate să dețină capital împotriva pierderilor de credit anticipate pentru toate activele lor indiferent de nivelul lor actual de calitate.

Page 120: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 119

Evolutia CET1 ratio conform IFRS9 – Selectia Bancilor Europene

Figura 4

Compania SEDIU

impactul IFRS 9 asupra CET 1 ratio la 01 ianuarie 2018

(bps)

CET 1 raportat la

decembrie

2017Q1

2018HSBC Holdings PLC Marea Britanie -10 14.48 NABNP Paribas SA Franta -10 11.80 11.61Deutsche Bank AG Germania -13 14.03 13.36Banco Santader SA Spania -23 10.84 11.00Barclays PLC Marea Britanie -34 13.28 12.24Societe Geberale SA Franta -14 11.39 11.18Lloyds Banking Group PLC Marea Britanie -30 14.06 14.08ING grouep NV Olanda -20 14.70 14.26Royal Bank of Scotland Group PLC Marea Britanie +30 15.91 16.44Intesa Sanpaolo SpA Italia -100 14.00 12.24Banco Bilbao Vizcaya Argentaria SA Spania -31 11.08 10.90Rabobank Olanda -15 15.50 NAStandard Chartered PLC Marea Britanie -15 13.64 NADanske Bank A/S Danemarca -20 17.53 16.21Commerzbank AG Germania -80 14.06 13.25ABN AMRO Group NV Olanda -12 17.65 17.52Caixa Bank SA Spania -15 11.65 11.57Data completarii 23 mai 2018

Eșantion limitat la băncile europene cu active totale care depășesc 300 de miliarde de euro la

31 decembrie 2017 și pentru care au fost disponibile informații privind impactul IFRS 9

Sursa : SBGlobal

In continuare pentru banci lichiditatea nu pare a fi o problema, ci

ramine constanta preocuparea pentru capital si calitatea creditului. Calitatea

creditului, rata ridicata a creditelor neperformante afecteaza profi tabilitatea si

capitalul reducind capacitatea bancilor de a acorda credite noi.

In Romania, conform datelor publicate de BNR, rata creditelor

neperformante din sectorul bancar a coborât în S1/2018 la 5,71% şi este de

aproape patru ori mai redusă decât vârful din 2014.

Concluzii

IFRS 9 presupune mari transformari in evidenta contabila si in

sistemul de raportare deaorece se schimba metodologia de clasifi care si

evaluare a instrumentelor fi nanciare, iar deprecierea presupune identifi carea

pierderilor inca de la momentul semnarii contractelor.

Consecințele posibile ale IFRS 9 includ: • mai multă volatilitate a situației veniturilor. IFRS 9 ridică riscul ca

mai multe active să fi e evaluate la valoarea justă cu modifi cările

Page 121: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018120

valorii juste recunoscute în profi t și pierdere în momentul în care apar datorita noii metodologii de evaluare a activelor fi anciare;

• recunoașterea anticipată a pierderilor din deprecierea creanțelor și împrumuturilor, inclusiv a creanțelor comerciale. - entitățile vor trebui să înceapă să prevadă eventuale pierderi de credite viitoare în prima perioadă de raportare în care se înscrie un credit - chiar dacă este foarte probabil ca activul să fi e pe deplin rambursat;

• cerințe semnifi cative prezentarea informatiilor – vor avea nevoie de noi sisteme și procese pentru colectarea datelor necesare;

• defi nirea modelului de afaceri; • reclasifi carea activelor fi nanciare intre categoriile de casifi care

defi nite in IFRS 9; • risc fi scal ridicat intrucit nu a fost actualizat codul fi scal cu noile

situatii identifi cate in IFRS 9, asa cum de altfel s-a procedat odata cu implementarea IFRS cu 01 ianuarie 2012.

Bibliografi e 1. Ahmed, K., Chalmers, K., & Khlif, H. (2013a). A meta-analysis of IFRS adoption

effects. The International Journal of Accounting, 48, 173–217;

2. Ahmed, A. S., Neel, M., & Wang, D. (2013b). Does mandatory adoption of IFRS

improve accounting quality? Preliminary evidence. Contemporary Accounting Research, 30(4), 1344–1372;

3. Anghelache C., Manole A., Anghel M.G., Popovici M., Soare, D.V., Modele de

analiza a riscului fi nanciar, ART ECO – revista de studii si cercetari economice,

Vol.6/No.3/2015, pg. 55-64;

4. Combes-Thuelin, E., Escaffre, L. (2004). Financial Reporting Practices in the

European Banking Sector: Financial Instruments and Fair value, HAL in its series

Post-Print;

5. Dumitrescu, D. ,Soare, D.V., New Global Financial Regulatory Framework,

Revista Romana de Statistica – Supliment Trim. I/2013, pag. 51-56;

6. IFRS – Standarde Internationale de Raportare Financiara, Editura CECCAR, 2016

si editia in limba engleza 2016;

7. PwC – IFRS 9, Financial instruments, understanding the basics;

8. Ordinul Bancii Nationale a Romaniei nr 27/2010 pentru aprobarea Reglementarilor

contabile conforme cu Standardele Internationale de Raportare Financiara,

aplicabile institutiilor de credit, Monitorul Ofi cial, Partea I 890/2010;

9. Instructiunile Bancii Nationale a Romaniei nr 1/30.03.2018 privind cderintele de

publicare referitoare la aplicarea masurilor tranzitorii pentru diminuarea impactului

introducerii IFRS 9 asupra fondurilor proprii.

Page 122: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 121

IFRS 9 FROM PROJECT TO IMPLEMENTATION CHALLENGE FOR THE

BANKING SYSTEM

Elena Barsu ([email protected])

Abstract

International Financial Reporting Standards (IFRS) are developed by the International Accounting Standards Board (IASB) and aim to provide high quality, transparent and comparable information in fi nancial statements

and other fi nancial reporting to help investors, others participants in global

capital spots and other users of fi nancial information to make economic

decisions. The global fi nancial crisis has demonstrated the need to fi nd

solutions for correctly measuring credit risk. Starting with 2009, the IASB has

developed new principles and models for timely recognition of credit losses.

This is how IFRS 9 - Financial Instruments, which includes IAS 39 - Financial

Instruments: Recognition and Measurement. The IFRS 9 version issued in

July 2014 replaces all other versions and is effective from January 1, 2018.

Key words: IFRS, valuation, derecognition, fair value, time value of

money, cash fl ow test, derivation, hedge accounting.

JEL Classifi cation: F21, G12

Introduction

The banking system in Romania applies International Financial Reporting Standards (IFRS) as of January 1, 2012, implicitly applying IFRS 9 becomes a legal obligation not only a need for credit risk management. For the implementation of IFRS 9, banks need to make extensive analyzes of the portfolio of loans, assets and fi nancial liabilities to make decisions about the implementation of mathematical and computer models so that credit risk can be correctly calculated as IFRS 9 introduces new classifi cation criteria and the measurement of fi nancial instruments in conjunction with the Bank’s objectives / strategies (Business Model) and the contractual characteristics that generate cash fl ows (SPPI Test principal and interest payments only).

Literature review

Dumitrescu (2018) addresses methods of diminishing bank risks. The

research developed by the Sun (2015) addresses the methods and statistical

models used in the analysis of the fi nancial-banking system. The study by

Norden and van Kampen (2015) describes the dynamics of commercial and

Page 123: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018122

banking credit indicators in the fi nancial statements of small and medium-sized enterprises, Ferrando (2015) published some comments on the results of the two researchers. Hernández-Cánovas and Martínez-Solano (2010) study funding at the level of the banking system of Continental Europe. Wehinger (2012) is concerned about the mutations generated by the economic and fi nancial crisis on funding sources. Peicuti (2013) studies securitization in the context of the subprime crisis. Pinto (2014) analyzes the characteristics of securitization on European markets. Pinto and dos Santos (2014) is concerned about the fi nancial instruments that can be used after the 2008 crisis.

Analysis of changes in IFRS 9

The replacement of IAS 39 had three phases, each representing separate chapters in IFRS 9: a. Phase 1 - classifi cation and valuation of fi nancial assets and fi nancial liabilities - these are classifi ed according to the entity’s business model for the management of fi nancial assets and the characteristics of the contractual cash fl ows of the fi nancial asset;

b. Phase 2 - impairment methodology - takes into account the expected losses;

c. Phase 3 - hedge accounting - there are important changes in how the

hedge accounting is presented and evaluated, but for the time being the IASB

provides for the possibility for entities to choose to continue applying IAS 39

in the fi eld, or to apply the rules of IFRS 9.

a. Phase 1 - classifi cation and valuation of fi nancial assets and

fi nancial liabilities

IFRS 9 uses three approaches to classifying and measuring fi nancial

assets:

§ amortized cost;

§ fair value through other comprehensive income (FVTOI);

§ fair value through profi t and loss account (FVTPL);

Classifi cation criteria are determined by two factors: business model

and SPPI test.

As a fi nancial asset is valued at amortized cost, it must meet

cumulatively two conditions:

§ the asset is held in a business model whose objective is to invest its

assets in order to collect the treasury;

§ the contractual terms of the fi nancial asset give rise to certain data

to cash fl ows that only have capital and interest payments related to

the amount of principal owed.

Page 124: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 123

When the characteristics of a fi nancial asset contract do not meet the requirement of SPPI - to generate only capital and interest fl ows, then the asset

should be measured at fair value through the profi t and loss account.

A fi nancial asset will be measured at fair value through other elements

of the comprehensive statement if:

§ the asset is held within a business model, the objective of which is

to achieve both contractual treasury fl ows and the sale of fi nancial assets;

§ the contractual terms of the fi nancial asset give rise to certain data to

cash fl ows that only have capital and interest payments related to the amount

of principal owed.

Fair measurement through the profi t and loss account will be made if the assets

can not be measured at amortized cost or fair value through other comprehensive

income. However, an entity may irrevocably choose to recognize investments

in equity instruments that would otherwise be measured at fair value through

profi t or loss to present the subsequent changes in fair value to other items of

comprehensive income. Capital instruments are always measured at fair value

and the entity may make an irrevocable choice to present fair value changes

in other items of comprehensive income, with the proviso that the instrument

is not held for trading.

Under IFRS 9, fi nancial liabilities are measured at amortized cost except:

§ fi nancial liabilities that are measured through profi t and loss;

§ fi nancial debts that occur when a transfer of fi nancial assets does not

meet the conditions for recognition;

§ fi nancial collateral contracts which are subsequently valued at the

highest of the value of the loss adjustment and the amount initially recognized;

§ loan commitments at a market rate below the market value and

subsequently valued at the higher of the loss adjustment value and the initially

recognized value;

§ contingent compensation recognized by an acquiring entity in a

business combination, which must then be measured at fair value through the

income statement.

For comparison, in IAS 39, the classifi cation of fi nancial instruments was

based on specifi c defi nitions for each category and included: held to maturity, loans

and receivables and fair value measurement through the profi t and loss account

With regard to embedded derivatives, these are not evaluated separately if the

host contract is an asset that falls within the scope of IFRS 9. This removes the

IAS39 segregated valuation. In accordance with IAS 39, asset / liability that is

related to unquoted equity instruments, they should be measured at cost. IFRS

9 eliminates valuation at cost and considers that all derivatives will be valued

at FVTPL.

Page 125: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018124

The business model can be seen taking into account: § management of fi nancial assets and § the extent to which the cash fl ows of the portfolio derive from

contractual cash fl ows, from the sale of fi nancial assets or from both.

Specifi cally, the business model:

§ refl ects approaches to managing fi nancial assets to generate cash

fl ows;

§ is defi ned by the superior management of an entity with the proper

involvement of business structures;

§ it does not depend on the management’s intentions for a single

fi nancial instrument, but refers to how asset groups are managed to

achieve a certain commercial objective;

In accordance with IFRS 9, three business models for fi nancial assets

are identifi ed:

§ hold to collect - fi nancial assets held to collect the contractual cash

fl ows;

§ hold to collect and sell - fi nancial assets held to collect cash fl ows

and sell fi nancial assets;

§ others - profi t and loss evaluation.

Business Models

Figure 1����� �'��)���� ���*� ������������������� � ����������������������� � � ������������������� ���������

� � � � �

��������� ������ ������ ��� ��������� � �!��

������"�����#����������!�$��%�� �

&�'��� (�������� ������ %!���� �����

�#����!��)��*� � ������������� �#+��!�������#,�#����*�

�� � �� � ��

���#+� �$� �� ,#��$����� �$� ������ ����� -!���� ���

�������-� (�������� ������ ����� ����

�������#��+��'�������!��,����(����+��$������� �

�!������#�����������!��,�#�$�����

.� �!#�� !� ����������� �$� �!��

����#����������!�$��%���$��!��$���������

������� ��� �!�� ,�#�$����/������������������������������

.� ����� �!#�� !� ������ �!��� �� ���� #���

,�#���$��!��,����

.� ������� !���� ��� �� �#���� � (�������� �����/�����������

.� $��������� ����#������� ��� �� -!���� ���

�������-�#�-!�����������������������-�(��������

�����0� (��� �!��� !�)�� ���� ,������ �!�� ��� �

������������#����������!�$��%��

���� ��!#)�Source: ECB

In the “hold to collect” business model, sales analysis is very

important: sales need to be analyzed from the point of view of consistency with

the business model. The analysis of the consistency between sales dynamics

and business model objectives should take into account nature and cause of

sales.

Sales are admitted in the following cases:

a. in case of increased credit risk

b. when sales are:

Page 126: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 125

§ frequent but insignifi cant; § are not common but are signifi cant. Regarding the frequency of sales it is necessary that it be calculated and monitored periodically by the entity management, and it should be reviewed at least once a year. To analyze the business model, consider: § The entity’s strategy established through a set of objectives and

actions that the entity that owns the fi nancial instrument must do; § Risks - identifying the risks that determine the performance of the

business model and the fi nancial instruments held, especially the approaches with which they are managed and monitored;

§ Compensation / KPI - Identify approaches and coherence with clearing methods and KPI (Key Performance Indicator), especially if it depends on the fair value of the instruments held, rather than the margin for collecting the contractual cash fl ows;

§ Reporting - Frequency and characteristics of management

information. In this respect, a key role is monitored;

§ Frequency of sales - Identify the frequency, value and timing of

sales in earlier periods, as well as future sales expectations;

§ Reasons for selling the asset - Identifying the reasons behind

previous asset cessions and expected sales in the future;

§ Expected sales - the probability that sales will be repeated in the

future and whether they question the objective of the cash fl ow

business model should be assessed.

The purpose of the SPPI test (principal and interest payments only) is

to identify instruments with characteristics different from those of a standard

loan agreement that determines the entity to measure them at fair value. In

the standard loan contract, the reward for time value of money and credit risk

is usually the majority of interest. The time value of money is the interest

component that offers reimbursement only with the passage of time and not

for other debts and costs associated with holding the fi nancial asset. In order

to verify whether a component offers a time-only payment, an entity uses the

valuation and accounting of all relevant factors (for example, the currency of

the fi nancial asset and the reference period for the interest rate). The change in

time of the value of money is analyzed taking into account both quantitative

and qualitative factors. Below the correlation between the business model, the

SPPI test and the valuation of the fi nancial instruments

Page 127: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018126

Business Models Tests

Figure2����� +��)���� ���*� ���, ����

� � �� ��������������� �� ��

� � � � � � �

� � ���������������� � ����������������������� � ��������� ��

� � � � � �

�77��

&��&�

������� ��#����������� �� ����� � �� ������

�� �� �� �� �� ��

� � � � � �

������� ������ �� ������ �� ������

�� �� �� �� �� ��

�Source: Author

Comparison table

Figure 3����� �-��#����������� �

&��� ���������� ������������

�"��������� $�� ����� *� ��������$�������� ��$$����� $��� ����� *��

�����*���������������'������#� �����

��� �2������� ������#� '����� �"���������� ����������� �$� ������� '���� ��� ���

�2���������������������������������$�

"������� ��� $����'�� ����� ����������������� ��� ������� $��� ���� ��������

����������� �$� $��������� �����������

��������������������$���$�����$��������������������C.�>&�B��� � �!��,*� � �����*�

� � � � �

8���������$��������������#����������������������$��������������'���������$����

��� �� '��%����� ��� �2������� �����������

���������

� &��� G������� ����H� ������ �$� �!�� ,*��"����� ���������� �$� ������� ����� ��� ����

��������� �$� �� G������ � ���HA� ��� �� �����#�

��4��������� ��� ���� ����������� '��� G����������#���������H�

� &��� ��'� ������ �������� �� ���� �!���"����� ���������� �$� �������

������������ ��� ���� �����$������

������������ �$� ������ ��%� '������� ��������������$���������� ����

� � � � �

��� ���� ��� �� $�'��+���%���#� ����

���������� ������ ����� ����������$��������������

� E���� �!��,*#� �������������� ����� ��������

���� ������� ��� ���� $��� ���� � ����� ���������������������

� ����� *� �"����� ���� �$� �� '���� ���� �$�

��$�������#� ���������� ����� ����������$������ ����

� � � � �

&������������������������� �����"������ �����$�������������

� �!�� ����� ���� ��������� ���������� ���������������� ��� ���� ������$�������� �$� ����$����������������

� �����*����� ���������������� ��A�������������� ����� $�� ���� $�������� ������� ������������ ��� $��� ����� ������� ��$���

���������

���� ��������Source: Author

B. Phase 2 – Impairment methodology

IFRS 9 recognizes the “Expected Loan Loss” (ECL) model for depreciation. Expected credit losses are recognized at each reporting period, even if there are no events that lead to actual loss. In addition, for past events and current conditions, reasonable and probable future information is available which is available without undue cost or effort in determining impairment. IFRS 9 provides that, for impairment purposes, fi nancial assets will be

Page 128: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 127

classifi ed in three steps (with a different level of adjustment) depending on the credit risk depreciation at the time of the initial presentation. § Stage 1 - Expected losses over a 12-month period include fi nancial

assets that are not materially impaired, which have a low credit risk; § Stage 2 - expected lifetime losses - covers fi nancial instruments

that have deteriorated signifi cantly in terms of credit quality from initial recognition (unless relevant credit risk has been applied and relevant), but not has objective evidence of a loss event;

§ Stage 3 - Expected losses on fi nancial assets for which credit risk increased signifi cantly at reporting date.

Credit losses are defi ned as the difference between the contractual cash fl ows and the cash fl ows that are expected to be received (“cash defi cits”).

This difference is updated to the effective effective interest rate (or to the

effective interest rate adjusted for depreciable credit risk fi nancial assets).

Expected losses over a 12-month period represent a portion of the

expected lifetime loss. They are calculated by multiplying the probability

of a default in the instrument over the next 12 months by the total amount

(lifetime) of the expected loss that would result from this nonpayment.

C. Hedge accounting

IFRS 9 creates a new risk-based hedge accounting model.

Reclassifi cation of fi nancial instruments is done if and only if the entity

changes its business model for the management of fi nancial instruments. They

are not considered changes to the business model:

§ changing the intention towards certain fi nancial assets;

§ Temporary disappearance is a certain market for fi nancial assets;

§ the transfer of fi nancial assets between parts of an entity that have

different business models.

Reclassifi cations of fi nancial instruments are made at each reporting

date. Reclassify fi nancial instruments but do not redeem earnings, losses

(including gains or losses from impairment) or interest previously recognized.

Impact of IFRS 9 Implementation

Following the analysis conducted at European level implementing

January 1, 2018 of IFRS 9, banks have suffered a reasonable erosion of

queens. Provisions for anticipated loan losses, rather than already incurred,

were the biggest change introduced by the new IFRS 9 International Financial

Reporting Standard. Under the rules, banks are required to hold capital against

anticipated credit losses for all their assets regardless of their current quality.

Still for banks, liquidity does not seem to be a problem, but the concern remains

Page 129: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018128

for capital and credit quality. Credit quality, the high rate of non-performing loans affects profi tability and capital, reducing the ability of banks to grant new loans. In Romania, according to the data published by the National Bank of Romania, the bad debt ratio in the banking sector declined to S1 / 2018 to 5.71% and is almost four times lower than the peak of 2014.

Evolution of CET1 ratio under IFRS 9

Figure 4

Source: SPGlobal.com

Conclusions

IFRS 9 requires major changes in accounting records and in the reporting system, as the methodology for classifi cation and measurement of fi nancial instruments changes, and depreciation implies the identifi cation of losses as of the signing of the contracts. The possible consequences of IFRS 9 include: § More volatility of the income situation. IFRS 9 raises the risk that

more assets are measured at fair value with changes in fair value recognized in profi t or loss at the time they arise due to the new valuation methodology of fi ancial assets;

§ Early recognition of impairment losses on receivables and loans, including trade receivables;

§ Entities will need to begin to foresee possible future loan losses in the fi rst reporting period in which a credit is entered - even though the asset is most likely to be fully reimbursed;

Page 130: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 129

§ Signifi cant disclosure requirements - they will need new systems and processes to collect the necessary data;

§ Defi ning the business model; § Reclassifi cation of fi nancial assets between the cascade categories

defi ned in IFRS 9; § High tax risk as the tax code has not been updated with the

new situations identifi ed in IFRS 9, as was the case with the implementation of IFRS on January 1, 2012.

Bibliographical references

1. A hmed, K., Chalmers, K., & Khlif, H. (2013a). A meta-analysis of IFRS adoption

effects. The International Journal of Accounting, 48, 173–217;

2. Ahmed, A. S., Neel, M., & Wang, D. (2013b). Does mandatory adoption of IFRS

improve accounting quality? Preliminary evidence. Contemporary Accounting Research, 30(4), 1344–1372;

3. Anghelache C., Manole A., Anghel M.G., Popovici M., Soare, D.V., Modele de

analiza a riscului fi nanciar, ART ECO – revista de studii si cercetari economice,

Vol.6/No.3/2015, pg. 55-64;

4. Combes-Thuelin, E., Escaffre, L. (2004). Financial Reporting Practices in the

European Banking Sector: Financial Instruments and Fair value, HAL in its series

Post-Print;

5. Dumitrescu, D. ,Soare, D.V., New Global Financial Regulatory Framework,

Revista Romana de Statistica – Supliment Trim. I/2013, pag. 51-56;

6. IFRS - International Financial Reporting Standards, CECCAR Publishing House,

2016 and English edition 2016;

7. PwC - IFRS 9, Financial instruments, understanding the basics;

8. Order of the National Bank of Romania no. 27/2010 for the approval of the

Accounting Regulations in compliance with the International Financial Reporting

Standards, applicable to credit institutions, Offi cial Gazette, Part I 890/2010;

9. Instructions of the National Bank of Romania no. 1 / 30.03.2018 regarding the

publication quotes regarding the application of the transitional measures for

diminishing the impact of the introduction of IFRS 9 on own funds.

Page 131: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018130

Model de evaluareca implementării schemelor de garantare a creditelor

Bianca Silvia Chisulescu

Abstract

Evaluarea schemelor de garantare a creditelor se realizează pe baza

unui set de date privind societățile românești care au benefi ciat de schema de

garantare, îmbogățit cu informații privind performanța lor fi nanciară. Deoa-

rece, la un moment dat, o companie se poate afl a doar într-una dintre stările

de a fi „tratată” (care benefi ciază de program) sau „ne tratată”, efectele care

rezultă din a fi sau nu parte din program nu pot fi observate în același timp pe

o singură companie. Având în vedere această situație, pentru a măsura impac-

tul programului am identifi cat un grup de control adecvat, respectiv un grup

foarte asemănător din punct de vedere caracteristici cu cel al grupului tratat.

Pentru a controla comparabilitatea imperfectă între cele două gru-

puri, am folosit o tehnică denumită „propensity score matching”, care permi-

te asocierea fi ecărui membru al grupului tratat cu companiile netratate, cu un

an înainte de a obține împrumutul garantat oferit de program.

Apoi am folosit un estimator de tip „diferență în diferențe“ pentru a

evalua impactul garanției, prin compararea performanței fi nanciare de îna-

inte/după participarea în program a societăților tratate cu performanța celor

netratate în același momente din timp.

Această analiză relevă faptul că programul de garantare a fost efi -

cient, având un impact pozitiv asupra performanței întreprinderilor românești

și contribuind la creșterea ocupării forței de muncă. Indicatorii precum cifra

de afaceri anuală și numărul de angajați s-au îmbunătățit în următorii ani

după obținerea împrumutului garantat, permițând companiilor să-și consoli-

deze poziția pe piață și să-și extindă activitatea economică.

Keywords: schema de garantare a creditelor, credite bancare, institu-tii fi nanciare, evaluarea riscului, colaterale JEL Classifi cation: F21, G12

Literature review

În ciuda infl uenței pozitive asupra adiționalității fi nanciare, există din păcate şi efecte negative precum transferarea portofoliilor negarantate spre schema de garantare și scăderea efi cienţei schemelor publice de garantare a creditelor. De exemplu, autori ca Benavente, Galetovic și Sanhueza (2006) au pus sub semnul întrebării amploarea acestei adiționalități. Ei au concluzionat

Page 132: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 131

că FOGAPE a îmbunătățit accesul la credite, dar au remarcat că succesul schemei nu s-a datorat caracteristicilor superioare ale schemei, ci interesului deosebit al băncilor, pentru care garanția a redus provizioanele, crescându-le profi tul. De asemenea, au aratăt că benefi ciarii garanției erau clienți existenți care primiseră deja credite garantate (aproximativ 80%). Prin urmare, garanția nu a fost utilizată pentru a construi noi relații cu clienții care benefi ciau astfel de o primă fi nanţare bancară, studiul sugerând mai degrabă că a avut loc o substituţie a garanției fondului cu o garanţie publică. În plus, ei arată că datorită faptului că băncile participante care ȋnregistrau o rata de default crescută erau excluse din licitații viitoare, fondul a avut o rată scăzută de default. Rata de default a portofoliului garantat de către fond ar trebui să fi e comparabilă cu cea a unui portofoliu de companii similar ca structură cu cel deservit de către fond. Vogel și Adams (1997) susțin că adiționalitatea este supraestimată de două tipuri de efecte de substituție: substituția în interiorul portofoliului (atunci când creditorul transferă o parte a portofoliului său de credite existent în programul garantat de fond) și înlocuirea care are loc ȋntre împrumutaţi (atunci când IMM-urile își mută expunerea către băncile care oferă garanții de credit). Acest lucru se întâmplă dacă impactul este măsurat pur și simplu prin urmărirea numărului și volumelor de garanții emise. Zia (2008) constată că aproape jumătate din împrumuturile garantate în Pakistan s-au îndreptat spre societăți fi nanciare care nu ȋntâmpinau difi cultăţi ȋn accesarea fi nanţării și estimează că această alocare greșită a creditelor echivalează cu 0,75% din PIB. Uesugi, Sakai și Yamashiro (2010) consideră că relaxarea condițiilor pentru accesarea schemelor de garantare de credit în Japonia în timpul crizei fi nanciare din Asia a condus la o realocare semnifi cativă a riscurilor, deoarece băncile au înlocuit împrumuturile negarantate cu cele garantate pentru a mini-miza expunerea lor la active riscante. Studiul meu face parte dintr-un set restrains de lucrări care se concentrează pe impactul SGC asupra îmbunătățirii indicatorilor fi nanciari ai benefi ciarilor (adiționalitatea economică). În ceea ce privește adiționalitatea economică, există și mai puține studii disponibile. Signore și Asdrubali (2015) consideră că un SGC multinațional a avut un impact pozitiv asupra performanțelor companiilor, crescând cu 17,3% forța de muncă și cifra de af-aceri cu 19,6%. Craig, Jackson și Thompson (2007) constată că rata ocupării forței de muncă este mai mare în zonele din S.U.A., care primesc mai multe împrumuturi garantate. Riding and Haines (2001) au arătat că schema de ga-rantare stabilită prin Small Business Loan Act (SBLA) din Canada a contri-buit la crearea a aproximativ 66.000 de locuri de muncă în 1995. În Coreea, o instituție de garantare nonprofi t a fost înfi ințată ȋn 1989 de către govern (KO-TEC), pentru a sprijini noile companii bazate pe tehnologie. Kang, JW și Hes-

Page 133: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018132

hmati (2008) împreună cu Roper (2009) au arătat că schema a avut un efect pozitiv asupra creșterii vânzărilor și productivității companiilor sprijinite.

Introducere

SGC-urile sunt de mai multe tipuri. Aceste tipuri se pot diferenţia spre exemplu ȋn funcţie de operatorul schemei. Din acest punct de vedere, există patru tipuri majore de SGC: schemele de garantare naționale, scheme de garan-tare corporatiste, scheme de garantare bilaterale/ multilaterale/ internaționale și mutuale. Pe lângă operator, SGC poate fi clasifi cate și în funcție de mecanis-mul operațional (abordare individuală/ la nivel de portofoliu). Indiferent de tipul schemei de garantare, este esențial să existe o coop-erare bună și stabilă între toate părțile implicate. In continuare mă interesează modul în care IMM-ul ar fi evoluat dacă nu ar fi benefi cat de împrumutul ga-rantat. Deoarece această informație nu este disponibilă, primul pas constă în găsirea, în rândul entităților juridice române active pe piață, a unui grup similar de companii care nu a benefi ciat de sprijin. Compararea directă între participanți

și restul pieţei nu este recomandabilă, deoarece aceste două grupuri prezintă în

mod normal diferențe chiar și în absența schemei de garantare.1 Cadrul standard

pentru efectuarea analizei este modelul descris de Roy – Rubin.2 Prin urmare,

voi efectua o regresie econometrică utilizând un panel de date cu informații

relevante din 2011 până în 2016, atât pentru participanții, cât și pentru cei care

nu au participat la schema de garantare. Scopul este de a calcula pentru fi ecare

IMM probabilitatea de a primi un împrumut ca o funcție a covariabilelor și apoi

de a utiliza acest scor de probabilitate pentru a grupa participanții cu non-parti-

cipanții. Voi urma abordarea lui Caliendo și Kopeinig pentru selectarea covaria-

bilelor pe baza teoriei economice și a constatărilor empirice anterioare.3 Pentru

a dinstinge între impactul garanției și impactul altor variabile neobservabile, in-

variabile în timp, voi combina procedura de grupare descrisă anterior cu metoda

„diferenței în diferențe“ și astfel voi ajunge la rezultatele fi nale.

Restul lucrării este structurat după cum urmează: următoarea secți-

une oferă o scurtă descriere a principalelor constrângeri cu care se confruntă

IMM-urile în vederea accesării fi nanțării și a modului în care schemele de

garantare a creditelor ar putea contribui la depășirea lor; Secțiunea 3 descrie

principalele tipuri de scheme de garantare și caracteristicile care le afectează

în cea mai mare măsură performanța, cu exemplul unui program de garanta-

re implementat în România. Secțiunea 4 analizează literatura relevantă, iar

capitolul următor descrie setul de date utilizat pentru evaluarea impactului

1. Caliendo şi Kopeinig (2008), p. 32

2. Caliendo şi Kopeinig (2008), p. 33

3. Caliendo şi Kopeinig (2008), p. 39

Page 134: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 133

garanției. Secțiunea 6 explică modelul econometric și pașii utilizați pentru testarea impactului schemei de garantare. În cele din urmă, secțiunea 7 încheie lucrarea cu un rezumat al rezultatelor și sugerează câteva propuneri de cerce-tare ulterioară.

1.1 Principalele tipuri de SGC

Green1 a identifi cat patru mari tipuri de scheme de garantare: - Scheme de garantare publice: acestea reprezintă în continuare ma-joritatea SGC la nivel mondial; stabilite prin politică publică şi gestionate de obicei de către o organizație privată sau de către o unitate administrativă a guvernului; pierderile sunt, de obicei, acoperite din bugetul de stat, crescând credibilitatea schemei; - Schemele de garantare corporatiste: în general, fi nanțate și administrate de către sectorul privat (bănci, camere de comerț), cu avantajul principal că benefi ciază de experiența creditorilor corporatişti; - Scheme de garantare internaţionale: de obicei inițiative guverna-mentale bilaterale sau multilaterale sau ale ONG-urilor; Fondul European de Investiții este un exemplu relevant; - Scheme de garantare reciprocă: organizații private și independente formate și administrate de către debitori cu acces limitat la împrumuturile bancare, care “oferă garanții unii altora, benefi ciază de ele și devin respon-sabili pentru datoria celuilalt”2; acestea sunt deosebit de răspândite în Italia și America de Sud.

1.2 Despre FEI

FEI este un furnizor important de garanții de credit pentru IMM-urile din UE. A fost creat în 1994 și, din 7 iulie 2017, este deținut în comun de Banca Europeană de Investiții (58,4%), Uniunea Europeană, reprezentată de Comisia Europeană (29,8%) și o gamă largă de instituții fi nanciare din statele membre ale UE și Turcia (11,8%). FEI oferă garanții de credit pentru o gamă largă de intermediari fi -nanciari, cum ar fi : bănci, societăți de leasing și alte instituții fi nanciare care sprijină IMM-urile. Pe lângă tradiționalele garanții de credit, FEI oferă şi contra-garanții, fi ind de asemenea implicat şi în securitizări. Activitatea de garantare include şi tranzacții de tip mandat, ȋnsemnând că FEI asigură distribuirea și gestionarea resurselor alocate de Comisia Europeană, Banca Europeană de Investiții etc., tranzacții în care este împlicat capitalul propriu sau o combinație a celor două.

1. Green, 2003

2. De Gobbi, 2002

Page 135: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018134

FEI benefi ciază de ratingul AAA, care este evaluat anual de Fitch, Moody’s și S&P. Insituţia are statutul de bancă multilaterală pentru dezvoltare, care permite instituțiilor fi nanciare să aplice o pondere de risc de 0% la partea garantată de FEI, conform prevederilor Basel 2.1

1.3 Despre iniţiativele JEREMIE

JEREMIE (Resurse europene comune pentru microîntreprinderi și IMM-uri) este un cadru care oferă o serie de acțiuni coerente pentru a pro-mova utilizarea instrumentelor de inginerie fi nanciară pentru a spori accesul IMM-urilor la fi nanţare prin intervenţii din fondurile structurale, în contextul perioadei de programare 2007-2013. Iniţiativa a fost elaborată de către CE și implementată în 2007 în cooperare cu FEI2. JEREMIE a oferit statelor membre UE, prin intermediul autorităților lor naționale sau regionale de gestionare, posibilitatea de a utiliza o parte din fondurile structurale ale Uniunii Europene pentru a fi nanța IMM-urile într-un mod mai efi cient și mai durabil. În România, iniţiativa JEREMIE a fost organizată prin FEI, care a acţionat ca Fond de Participare JEREMIE3. Alege-rea FEI s-a bazat, printre altele, pe know-how-ul său în punerea în aplicare a instrumentelor fi nanciare, pe credibilitatea sa pe piețele de capital şi pe costuri reduse de administrare. Fondul de Participare a permis Autorităţilor de Ma-nagement (AM) să delege unele dintre sarcinile necesare implementării JERE-MIE - cum ar fi stabilirea criteriilor pentru selectarea intermediarilor fi nanciari și a IMM-urilor, evaluarea și recomandarea operațiunilor, negocierea contrac-telor cu intermediarii fi nanciari, monitorizarea și activități de raportare etc. Sub umbrela Fondului, JEREMIE a avut în țintă intermediari fi nancia-ri (precum băncile), nu IMM-uri în mod direct. Fondul de Participare JERE-MIE a putut oferi instrumente fi nanciare axate pe IMM-uri, inclusiv garanții, co-garanții și contra-garanții, capital de risc, micro-împrumuturi, instrumente de securitizare etc.4

Resursele fi nanciare ale fondului au fost alocate unor intermediari fi -nanciari selectați (bănci) care au acordat IMM-urilor împrumuturi, capital de risc şi garanții. Pentru a face acest lucru, intermediarii fi nanciari trebuiau să participe la licitaţia lansată de FEI şi să depună Expresii de Interes, iar apoi să fi e selectaţi pe baza unui proces de due diligence. La sfârșitul anului 2015, FEI a gestionat 13 Fonduri de Participare JEREMIE, cumulând un total de 1,1 miliarde de euro, implicând 50 de in-

1. Potrivit Directivei UE privind cerinţele de capital (Capital Requirements Directive, CRD)

2. www.eif.org

3. www.eif.org

4. www.eif.org

Page 136: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 135

termediari fi nanciari și rezultând 84 de tranzacții. În cursul anului 2015, s-au făcut angajamente suplimentare pentru Fondurile de Participare din România (75 milioane EUR) și Slovacia (40 milioane EUR), perioada de implementare a instrumentelor fi nanciare fi ind extinsă până în 2016.1

Mai mult, având în vedere caracterul revolving al instrumentelor fi -nanciare, mai multe state membre și regiuni au încredințat gestionarea ram-bursărilor din investițiile inițiale JEREMIE către FEI. În consecință, FEI a redistribuit aceste fonduri pe piețele respective prin intermediul unor instru-mente fi nanciare existente și noi, care vizau sprijinirea accesului IMM-urilor la fi nanțare.

1.4 Implementarea iniţiativelor JEREMIE in Romania

În România, principalii furnizori de scheme de garantare a creditelor la începutul analizei mele (anul 2011) au fost două instituții de garantare locală. Abia începând cu anul 2012, FEI a început să joace un rol important. Mai ȋntâi de toate, trebuie să înțelegem contextul local la momentul

la care au fost propuse instrumentele FEI. România a fost admisă în Uniunea

Europeană la 1 ianuarie 2007. Pentru a ajunge din urmă celelalte state mem-

bre în multe domenii diferite, cum ar fi infrastructura, asistența medicală,

furnizarea de apă curată, PIB etc., România a fost considerată un benefi ciar

net. Datorită aderării la UE, în perioada 2007-2013, România a benefi ciat de

fonduri structurale și de coeziune de 19,2 miliarde de euro. Cu toate acestea,

la sfârșitul anului 2012, țara a reușit să absoarbă doar 11,47% din suma di-

sponibilă, ocupând ultimele poziții între statele membre în ceea ce privește

rata de absorbție. Acest lucru este foarte alarmant deoarece suma absorbită

nu a compensat cel puțin contribuția sa la bugetul UE. De asemenea, având

în vedere impactul puternic al crizei fi nanciare în perioada 2009-2011, era

extrem de important să se utilizeze pe cât posibil fondurile structurale și de

coeziune.

Inițiativele JEREMIE fi nanțate prin Politica de Coeziune 2007-2013

au fost implementate prin Programul Operațional Sectorial Creșterea Compe-

titivității Economice, în cadrul Domeniului Major de Intervenție 1.2 Accesul

IMM-urilor la fi nanțare. Fiind considerate un instrument inovator în România,

inițiativele JEREMIE au întâmpinat o serie de difi cultăți, cum ar fi aspectele

legate de reglementare, tratamentul garanției, difi cultățile legate de aplicarea

regulilor de eligibilitate ale UE și a recomandărilor UE etc. Cu toate acestea,

lecțiile învățate din punerea în aplicare a primei inițiative JEREMIE s-au do-

vedit a fi foarte importante pentru înfi ințarea celui de-al doilea instrument sub

umbrela JEREMIE și pot fi , de asemenea, utile pentru programele viitoare.

1. www.eif.org

Page 137: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018136

În urma licitaţiilor deschise în octombrie 2010 și, respectiv, în sep-tembrie 2013, inițiativele JEREMIE au fost implementate de șase bănci loca-le care au împrumutat IMM-urilor în condiții preferențiale datorită garanției FEI. De asemenea, FEI a fi nanţat Catalyst România, primul fond de private equity dedicat României, care a investit în principal în companii de tehno-logie-media-telecom. Fondul este administrat de către 3TS Capital Partners, una dintre cele mai importante companii regionale de investiții de tip private equity şi venture capital din EuroCentrală şi de Est. Lucrarea studiază implementarea cu succes a aceastei scheme de garantare în România din perspectiva singurei bănci active în ambele pro-grame (denumită în continuare Banca), care a acordat mai mult de 70% din numărul total de împrumuturi. Rata de dafault a companiilor sprijinite de garanție este mică și nu este mai mare decât cea a fi rmelor comparabile ca profi l. Prima initiativă JEREMIE: garantie de portofoliu & capital de risc

Un studiu de evaluare privind instrumentele fi nanciare disponibile pentru perioada de programare 2007-2013 a fost elaborat de FEI și fi nalizat în 2007 în cooperare cu AM. Memorandumul de înțelegere între FEI și guvernul român a fost semnat în ianuarie 2007. Cooperarea dintre Guvernul României și FEI a fost guvernată de Acordul de fi nanțare. Acesta a fost semnat la în-ceputul anului 2008 și prevedea o sumă de capital inițială de 100 milioane EUR din Programul Operațional Sectorial „Creșterea Competitivității Eco-nomice“. Portofoliul prevedea inițial produse de garantare (65%) și capital de risc (35%), incluzând două instrumente: - un instrument de garantare, First Loss Portfolio Guarantee (FLPG) Instrument, cu o alocare aproximativă de 65 de milioane EUR; Implementarea instrumentului a făcut obiectul unei scheme „de minimis“, aprobate de Minis-terul Economiei, Comerțului și Mediului de Afaceri în iulie 20101; - Un fond de capital de risc, prin fonduri locale de private equity pen-tru crestere si venture capital, denumit Risk Capital Instrument, cu o alocare inițială de 35 de milioane EUR2. În iulie 2008, 100 milioane EUR au fost transferate în contul FEI deschis la o bancă locală din România. Consiliul de administraţie a fost

1. Potrivit Rețelei de evaluare a experților care furnizează o analiză politică a performanței politicii de coeziune 2007-2013, un raport către Politica regională a Comisiei Europene, 2012, disponibil la: http://ec.europa.eu/regional_policy/sources/docgener/evaluation/pdf/eval2007/expert_innovation/2012_synt_rep_ro.pdf

2. Idem; În 2011, 17.5 milioane de euro au fost realocate instrumentului FLPG, din cauza difi cultăților întâmpinate în crearea fondului de capital de risc și a potențialului unei absorbții mai mari a FLPG.

Page 138: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 137

numit în octombrie 2008 pentru a decide cu privire la strategia de investiții, formatele de raportare, regulile interne de funcționare și previziunile anuale

ale costurilor pentru anul 2008.

La sfârșitul anului 2008, a fost lansat un amplu proces de consultare

cu serviciile Comisiei Europene pentru a asigura conformitatea produselor

de garantare cu normele aplicabile fondurilor structurale și cu schemele de

ajutor de stat. Procesul a fost încheiat cu succes în aprilie 2009 și a fost urmat

de lucrări interne privind proiectul de text al solicitării de exprimare a inte-

resului pentru instrumentul de garantare a portofoliului. Primul termen pentru

depunerea declarațiilor de interes de către intermediarii fi nanciari a fost 28

octombrie 2009, prima semnare de contract cu o bancă fi ind aşteptată ȋn prima jumătate a anului 2010. Cu toate acestea, băncile locale nu şi-au manifestat interesul privind implementarea instrumentului. După revizuirea caracteristi-cilor instrumentului, FEI a lansat un al doilea apel pentru FLPG, cu un an mai târziu, în octombrie 2010. Fără îndoială, crearea cadrului legal și instituțional a reprezentat o provocare majoră în România. Deși fondurile au fost alocate începând cu anul 2008, împrumuturile devin disponibile trei ani mai târziu, în 2011. În ciuda acestui început difi cil, instrumentul cu cele două opțiuni - o garanție de porto-foliu (oferită de trei bănci) și un fond de capital de risc – au avut succes în cele din urmă. Întregul buget a fost contractat de către intermediarii fi nanciari. Mai târziu, în 2014, a fost lansat al doilea instrument.

A doua initiativă JEREMIE: Portfolio Risk Sharing Loan (PRSL)

Cea de-a doua inițiativă JEREMIE a fost clădită pe succesul prece-dentei. Cererea de exprimare a interesului pentru selectarea intermediarilor ȋn vederea implementării instrumentului fi nanciar a fost lansată pe 7 august 2013, termenul limită fi nal pentru aplicare fi ind 20 septembrie 2013. Combi-nația dintre împărțirea riscului de portofoliu și o subvenție la dobândă, ȋntr-un singur instrument, a reprezentat o noutate la acel moment în România, însă fusese deja implementată cu succes de FEI în alte câteva țări. Prin intermediul primei componente, FEI acoperă o parte din riscul băncii în legătură cu portofoliul eligibil. Prin intermediul celei de-a doua, FEI (care acționează prin și în numele Fondului de participare JEREMIE) oferă fonduri băncii selectate pentru a fi nanța o parte a ȋmprumuturilor acordate IMM-urilor care îndeplinesc anumite criterii de eligibilitate. Restul este cofi -nanțat de bancă. În fi nal, instrumentul a permis IMM-urilor să benefi cieze de rate de dobânzi mai mici (datorită faptului că împrumutul pus la dispoziție de Fond a benefi ciat de o rată a dobânzii aproape egală cu zero) și cerințele reduse de garanții pentru împrumuturile utilizate pentru investiții și capital de lucru.

Page 139: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018138

1.5 Caracteristici atractive şi o bună colaborare: o poveste de

succes

În cadrul mandatelor administrate de FEI, IMM-urile din România au benefi ciat de cele două inițiative JEREMIE din 2011 până în 2014.

Prima inițiativă JEREMIE a fost inițial semnată de Bancă la sfârșitul anului 2010. Banca a lansat Programul în aprilie 2011. Valoarea inițială a portofoliu-lui agreat a fost de 102,5 milioane EUR, fi ind apoi majorată de mai multe ori. La sfârșitul perioadei de alocare (septembrie 2014), portofoliul total a însumat 172,5 milioane EUR Numărul creditelor garantate sub cele două inițiative a crescut de la 112 la sfârșitul anului 2011 la 4.962 la sfârșitul anului 2016. Suma totală a împrumuturilor acoperite de FEI a fost de aproximativ 360 milioane EUR, iar rata fi xă de garantare a fost de 80% ȋn cazul primului program, respectiv de

50% în cazul celui de-al doilea. Pentru garanția emisă de FEI nu a fost platit

niciun comision de garantare, de către bancă sau de către benefi ciar (IMM).

Garanţia furnizată a fost una de portofoliu, ceea ce înseamnă că a acoperit în

mod automat fi ecare împrumut acordat de bancă în anumite condiţii de porto-

foliu.

Băncile au benefi ciat de sprijinul JEREMIE, lucru care le-a permis să

susțină antreprenorii cu resurse fi nanciare necesare pentru consolidarea sau

extinderea afacerilor lor și realizarea ambițiilor lor de creștere.

Consider că succesul celor două scheme a depins foarte mult de mo-

dul ȋn care au fost construite, de buna colaborare a FEI cu Banca, precum

și fl exibilitatea manifestată de FEI ȋn procesul de negociere cu Banca de-a

lungul perioadei de alocare a creditelor. Pentru a ajunge la un design optim,

trebuie să se decidă mai mulți parametri ai schemei, cum ar fi :

- un cadru de reglementare pentru funcționare clar și bine defi nit – în

pofi da începerii cu ȋntârziere a programului și a debutului difi cil, trăsăturile

instrumentului au fost ajustate, astfel încât să servească mai bine intereselor

părților; totul a fost transparent: cadrul juridic, sursele de fi nanțare, criteriile

de selecție pentru benefi ciarii fi nanciari, strategiile și obiectivele operaționale

au fost coerente cu obiectivele politicii de coeziune. Chiar dacă la început

instrumentul a fost comparat în mod frecvent cu granturile, făcând ca unii

intermediari fi nanciari să fi e reticenți în a le folosi, avantaje-cheie precum

posibilitatea de a recicla fondurile și perioada extinsă de acordare l-au trans-

format ȋntr-un instrument completar celor existente pe piaţă la momentul re-

spectiv, crescând paleta de măsuri de sprijin pusă la dispoziția companiilor.

Experiența JEREMIE a arătat că implementarea unor astfel de scheme poate

genera ajustări ale legislației și că negocierile cu Guvernul pot dura luni de

zile datorită complexității și noutății instrumentului.

Page 140: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 139

- criteria de eligibilitate clare şi transparente atât pentru IMM-uri, cât

și pentru intermediari fi nanciari; procedura de acordare a garanției trebuie să fi e clară (de exemplu, numai împrumuturi noi sau cu acceptarea refi nanțărilor dintre bănci); garanție individuală, transmisă Băncii după aprobarea de către Fond a împrumutului care trebuie garantat sau pur și simplu prin includerea împrumutatului în raportul lunar/ trimestrial de portofoliu), tipul de fi nanțare eligibil ar trebui determinat de la început. Criteriile pentru IMM pot fi defi nite în funcție de: mărime, vârstă, sector, regiuni etc. De asemenea, este foarte important să învățăm din experiența trecută și să adaptăm SGC la realitățile locale; de exemplu, primul program acoperea în principal împrumuturile pen-tru investiții, deși în urma crizei apetitul pentru investiții era foarte scăzut. - gestionarea efi cientă a riscurilor: transmiterea rapoartelor trimestri-ale de portofoliu Fondului, pentru a permite examinarea periodică a portofoli-ului, pentru a revizui expunerea Fondului pe un anumit intermediar fi nanciar și pentru a reevalua costul de risc asociat, având ȋn vedere nivelul real af default-urilor raportate. - rata de garantare de 80% și, respectiv, de 50% pentru a oferi stimul-entele potrivite împrumutaţilor și creditorilor, concepute pentru a îndeplini ce-rințele de reglementare privind cerințele de capital și riscul de credit; această componentă de ȋmparţire a riscurilor este foarte importantă pentru reducerea riscului moral între debitori și creditor. Studiile arată că ratele între 60 și 80% sunt destul de ridicate pentru a încuraja participarea creditorilor și totuși destul de scăzute pentru a limita riscul moral.1

- un sistem efi cient privind plata garanţiilor: o schemă de garantare își consolidează credibilitatea prin modul în care gestionează plățile. Prin urmare, este extrem de important ca acordul să stabilească clauze clare și circumstanțe precise în care să poată fi făcută o plata a garanţiei - condiţiile ȋn funcţie de care se plătește garanția, dacă respectiva garanție acoperă doar principalul sau şi dobânda. Un timp rapid de răspuns determină creșterea interesului băncilor de a participa la scheme de garantare și contribuie, de asemenea, la credibili-tatea acestora. - comisioane de garantare: în scopul determinării unui nivel acoperitor al comisioanelor, trebuie luate în considerare cheltuielile administrative, pierderile și costul de oportunitate al capitalului. În practică, majoritatea schemelor aplică o subvenție creditorilor, percepând taxe care nu sunt sufi ciente pentru acoperirea costurilor de operare2.

1. Levitsky, 1997

2. Gudger, 1998 şi Green, 2003; costuri de operare = costuri administrative plus costul cu pierderile; de asemenea, Beck, Klapper şi Mendoza, 2010, au descoperit prin intermediul unui sondaj că 11 din 15 SGC au raportat pierderi operaţionale.

Page 141: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018140

Din cauza modului în care a fost structurat produsul, cu contribuția fondurilor structurale europene și locale, schemele JEREMIE au fost oferite făra perceperea unor comisioane ȋn schimb; această trăsătură cheie a avut un impact enorm asupra punerii în aplicare a schemei, oferind stimulente adec-vate băncilor, pentru a le folosi cu prioritate (schemele naționale de garantare oferite în același timp percepeau un comision mediu de garantare de 2,4%). Deoarece costul garanției se refl ectă în mod normal, parțial sau integral, în rata dobânzii aplicată împrumutului, în cele din urmă ȋmprumutaţii erau cei care benefi ciau de absența acestui cost. Din perspectiva băncii, chiar dacă garanţiile nu aveau un cost explicit, ele veneau la pachet cu condiţionarea ca banca să genereze volume suplimentare; prin urmare, creditorul a s-a expus unui risc suplimentar, deci a existat un preț implicit; - abordare de portofoliu: SGC diferă și în funcţie de modul în care se repartizează sarcina evaluării împrumutatului. Chiar dacă un model indi-vidual, ȋn care evaluarea se face de la caz la caz de către Fond, mărește cali-tatea portofoliului de credite, această abordare se dovedeşte a fi costisitoare, birocratică şi poate conduce la ȋntârzieri, din cauza unor suprapuneri a efortu-rilor. În cazul unei abordări de portofoliu, garantorul defi nește criteriile de eli-gibilitate pentru împrumutat, tranzacțiile acoperite și portofoliul care urmează a fi generat, însă sarcina de evaluare este delegată în întregime băncii. Ca urmare, includerea împrumutului în portofoliul garantat se face automat după semnare. În cazul schemelor de garantare ale FEI, banca trebuie să treacă printr-un proces standard de due diligence și numai băncile care dovedesc că îndeplinesc un anumit grad de credibilitate sunt aprobate de Consiliul de administrație al FEI. În plus, de obicei, acordul semnat cu băncile conține clauze care permit fondului să monitorizeze și să se retragă unilateral din schemă dacă banca atinge anumite praguri stabilite contractual. În consecință, băncile comerciale care nu au implementate politici de creditare solide, care dau dovadă de o gestionare defi citară a portofoliului, care au un istoric ȋndelungat cu rate de default ridicate și cu o rate de recuperare a creanţelor reduse, sunt excluse din schema de garantare. Din păcate, în ciuda avantajelor sale (costuri mai mici, volum mare de business, timp de ȋncasare a banilor mai redus), abordarea de portofoliului are și dezavantaje. Cel mai important este faptul că este mai puțin efi cient în crearea adiționalității. În abordarea selectivă, examinarea se face de la caz la caz, astfel că riscul ca un împrumutat care primește garanția să se fi califi cat pentru un împrumut obișnuit este redus. - împărțirea pierderilor: acordurile de împărțire a riscurilor sunt esențiale pentru a adapta stimulentele pentru minimizarea riscul moral din

Page 142: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 141

partea creditorului1. FEI acţionează parri passu (nepreferenţial) cu privire la recuperările ulterioare ale sumelor plătite la producerea riscului de credit cu privire la un anumit ȋmprumut, ceea ce înseamnă că acestea sunt împărțite cu banca în conformitate cu rata de garantare. Cu toate acestea, există garanții subordonate, în care sumele recuperate sunt utilizate cu prioritate pentru a rambursa creditorul. Schemele în care garantul recuperează împrumuturile au în mod obiș-nuit pierderi mai mari decât creditele pentru care aceasta sarcina este dusă la ȋndeplinire de catre creditor. O posibilă explicație este aceea că băncile au o experiență mai mare în domeniul recuperărilor. Schemele analizate sunt de tipul „fi rst loss portfolio guarantees”, spre deosebire de cele de tipul „second loss portfolio guarantees”. În primul caz, pierderile sunt acoperite până la o tranșă predeterminată, peste care schema de garantare nu are nicio altă obligație. În cadrul celui de-al doilea mecanism de garantare a pierderilor, garantul se angajează să acopere doar a doua tranșă de pierderi. - scutirea de capital: în jurisdicțiile care urmează regulile Basel III (cum ar fi România), utilizarea unor astfel de scheme de garantare poate fi tratată ca protecție nefi nanțată a creditului2, permițând băncilor să aplice pon-deri de risc mai mici la expunerile garantate, reducând astfel valoarea active-lor ponderate la risc folosite pentru a calcula rata de adecvare a capitalului. Un sondaj pentru țările din Centrul, Estul şi Sud-Estul Europei (CESEE)3 arată că pentru bănci obținerea scutirii de capital regulatoriu este o componentă la fel de importantă a garanțiilor ca și transferul riscului de credit pentru bănci. Aproximativ jumătate dintre băncile intervievate consideră că posibilitatea de a obține scutirea de capital reprezintă un motiv important pentru a-și garan-ta portofoliile de împrumuturi. Acest lucru nu vine ca o surpriză în mediul economic postcriză, în care rentabilitatea băncilor a fost scăzută și, în același timp, autoritățile de supraveghere și piețele au exercitat presiuni asupra aces-tora pentru a-și majora capitalul.

1. Scheme de Garantare a Creditelor pentru IMM-uri din vestul Europei, EIF working paper, iunie 2017

2. În UE, evaluarea eligibilităţii garanţiilor de a furniza scutiri de capital este reglementată de către Directiva 2013/36/UE a Parlamentului European şi a Consiliului din 26 iunie 2013 cu privire la accesul la activitatea instituţiilor de credit şi supravegherea prudenţială a instituţiilor de credit şi a fi rmelor de investiţii şi Regulamentul nr. 575/2013 al Parlamentului European şi al Consiliului din 26 iunie 2013 privind cerinţele prudenţiale pentru instituţiile de credit şi societăţile de investiţii.

3.Schemele de Garantare pentru IMM-urile din Centrul, Estul si Sud-Estul Europei – un raport privind schemele de garantare întocmit de grupul de lucru „Iniţiativa de la Viena“, noiembrie 2014

Page 143: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018142

Primul instrument utilizat de s-a intitulat First Loss Portfolio Guar-antee Scheme (FLPG), care a reprezentat un instrument care asigură protecția riscului de credit până la o anumită sumă din portofoliul de referință (25% - rata maximă). De obicei, rata de acoperire este stabilită astfel încât să acopere pierderea așteptată (EL – expected loss). Tratamentul regulatoriu al acestui instrument de garanţie de portofo-liu plafonată, nu este unitar pe teritoriul Europei, fi ind evaluat de bănci în co-operare cu autoritatea națională de reglementare. Implementarea programului JEREMIE a întâmpinat, la început, o serie de difi cultăți legate de prevederile privind provizioanele și reducerea capitalului. Soluțiile găsite împreună cu intermediarii fi nanciari, FEI, AM și BNR au dus la modifi carea acordurilor operaționale.1

În cele din urmă, deoarece nivelul pierderilor așteptate (și a celor realizate) a fost mult sub pragul de 25%, instrumentul a fost considerat securitizare sintetică în conformitate cu prevederile Regulamentului privind cerințele de capital2, conducând la reducerea ponderii de risc la partea garan-tată. Ponderea de risc pentru partea negarantată depinde de tipul de activ și de abordarea standard/ bazată pe modele interne de rating utilizată de bancă. Cel de-al doilea instrument – Portfolio Risk Sharing Loan – a repre-zentat o garanție de portofoliu neplafonată, dar rata de garantare a scăzut de la 80% la 50%. Deși era o garanție neplafonată, din cauza unor prevederi spe-cifi ce ale acordului, nu a fost considerată o scutire de capital. De asemenea, nivelul provizioanelor a fost mai mare decât în cazul primului instrument, însă acest inconvenient a fost eclipsat de faptul că 50% din fi ecare împrumut a fost

oferit băncii cu o rată a dobânzii de aproape 0%, avantaj fi nanciar care a fost

transferat benefi ciarului fi nal (IMM-ul).

Avantajele celor doua instrumente:

- au redus suma garanțiilor pe care împrumutatul a trebuit să le gajeze în fa-voarea băncii pentru a putea benefi cia de un împrumut, deoarece creditorul a primit un substitut pentru această garanție; chiar dacă SGC nu joacă rolul pe care îl joacă garanţia clientului în reducerea hazardului moral și a selecției adverse, ar putea reduce asimetria de informație, permițând băncii să-și asume mai multe riscuri și să învețe pe termen lung cum să deservească mai bine această categorie de clienți mai riscanți;

1. Potrivit Rețelei de evaluare a experților care furnizează o analiză politică a performanței politicii de coeziune 2007-2013, un raport către Politica regională a Comisiei Europene, 2012, conform site-ului: http://ec.europa.eu/regional_policy/sources/docgener/evaluation/pdf/eval2007/expert_innovation/2012_synt_rep_ro.pdf

2. Scutirea de capital în cazul securitizării sintetice poate fi obţinută dacă o parte semnifi cativă a riscului de credit este transferată garantului (în acest caz FEI), conform art. 243/244 din CRR și ghidului emis de Autoritatea Bancară Europeană (ABE) în acest sens.

Page 144: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 143

- pentru un anumit nivel al garanților, a majorat valoarea împrumu-tului accesat de către IMM; prin urmare, chiar dacă garanția oferită de client a fost relativ mică, instrumentul a permis clientului să acceseze o sumă mai mare a împrumutului; - a permis, de asemenea, împrumutaţilor să obțină condiții mai bune

de creditare, cum ar fi maturități mai lungi și rate ale dobânzilor mai mici.

1.6 Cum se poate evalua cu exactitate impactul SGC?

Există multe exemple de scheme de garantare de stat care au condus la o risipă masivă de resurse din cauza alocărilor inefi ciente și a ratelor ridicate a creditelor neperformante. Acesta este motivul pentru care o schemă de garan-tare ar trebui să menționeze încă de la început un obiectiv clar de intervenție și ar trebui, de asemenea, să fi e constant verifi cată îndeplinirea obiectivelor sale. Indiferent cât de banală ar putea părea această recomandare la o primă vedere, este destul de difi cil de implementat din cauza indisponibilității datelor. În ceea ce privește sprijinul fi nanciar european, s-au luat primii pași pentru a asigura această cerință. Există două tipuri de implicare europeană: sub formă de granturi și sprijin sub formă de instrumente fi nanciare. Granturile sunt foarte atractive deoarece reprezintă o formă de sprijin fi nanciar nerambursabil de către benefi ciar. Instrumentele fi nanciare facilitează accesul la fi nanțare prin utilizarea instrumentelor rambursabile, cum ar fi : împrumuturi, garanții (directe sau indirecte) și investiții în capitaluri proprii. De obicei, un grant nu poate fi combinat cu un instrument fi nanciar, cu excepția cazului în care operațiunea este direct legată de instrumentul fi -nanciar, caz în care subvenția nu este plătită direct benefi ciarului (de exemplu, o subvenție a ratei de dobândă/ a comisionului de garantare combinat cu o garanţie de împrumut).1 Scopul unei astfel de subvenții ar trebui să fi e faci-litarea și intensifi carea implementării instrumentului fi nanciar. Altfel, regula generală este că granturile nu pot fi utilizate pentru a rambursa sprijinul primit prin intermediul instrumentelor fi nanciare, iar instrumentele fi nanciare la rân-dul lor nu pot fi utilizate pentru prefi nanțarea granturilor. În cazul în care sunt puse în aplicare în mod corespunzător, instrumentele fi nanciare pot oferi benefi cii suplimentare în comparație cu granturile, maximizând efi cacitatea bugetului UE disponibil. În primul rând, ele oferă posibilitatea de a mobiliza fondurile publice. Al doilea avantaj îl constituie natura revolving a sprijinului fi nanciar. În cazul împrumuturilor și garanțiilor, deoarece împrumuturile trebuie rambursate de benefi ciar și garanțiile sunt eliberate, aceleași fonduri pot fi utilizate în mai multe cicluri.

1. Regulamentul (UE) Nr. 1303/2013 al Parlamentului European şi al Consiliului Uniunii Eu-ropene din 17 decembrie 2013 - de stabilire a unor dispoziții comune (CPR) Articlolele 37(7), (8), (9), Articlolul 42(1), Articolul 65(11)

Page 145: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018144

În cazul capitalului, acesta ar trebui să aibă un impact asupra comportamentu-lui benefi ciarilor, sporind astfel șansele acestora de a deveni independenți de sprijinul public. Folosirea inițiativelor JEREMIE în România, în locul granturilor, a întâmpinat o serie de difi cultăți. Aceste tipuri de instrumente și mecanismele lor de punere în aplicare nu erau cunoscute, ele fi ind concepute pentru a pro-duce rezultate pe termen lung, datorită caracterului lor revolving. Succesul implementării SGC se bazează nu numai pe numărul și va-loarea garanțiilor emise, ci mai mult pe capacitatea lor de a acoperi următoa-rele două dimensiuni: - Adiționalitatea fi nanciară - efectul incremental asupra furnizării de credite IMM-urilor care ȋntâmpină difi cultăţi ȋn accesarea fi nanţării sau con-diții nefavorabile la creditare (cum ar fi costul, maturitatea, lipsa garanțiilor); cu alte cuvinte, suma creditului care nu s-ar fi acordat în lipsa garanției. Permițând acordarea de împrumuturi companiilor care altfel ar fi fost excluse de către bănci, aceste fi rme ȋşi pot construi un istoric de rambursare, care ar putea acționa ca un tip de garanție în viitor. - Adiționalitatea economică și efectele de contaminare - o alternativă indirectă, care măsoară îmbunătățirea performanței economice a debitorilor sprijiniți (de exemplu, creșterea cifrei de afaceri/ profi tului/ numărului de an-gajaţi/ capacităţii de inovare/ productivităţii etc.). În plus, este şi mai difi cil să se prezinte dovezi că aceste scheme generează tehnologii pozitive și creează efecte de „contaminare“ a cunoștințelor , care contribuie la creșterea econo-mică globală. Pentru a evalua impactul, SGC pornesc de la premisa că generează volume suplimentare, dar nu solicită băncilor să furnizeze dovezi pentru susți-nerea pentru elementului de adiționalitate. Există SGC care au urmat o abordare superfi cială pentru a arăta do-vezi de adiționalitate. De exemplu, un sistem introdus în Regatul Unit în 19811 a solicitat băncii o declarație pentru fi ecare împrumut pentru a confi rma că respectivul împrumut nu ar fi fost acordat în absența garanției. Alte scheme includ clauze de protecție în contractul de împrumut pentru a se asigura că băncile nu vor transfera clienții creditaţi ȋn mod obișnuit către SGC. Numai dacă schemele reușesc să aducă dovezi în sensul adiționalității fi nanciare și economice, permițând IMM-urilor să-și îmbunătățească compe-titivitatea și să-și extindă activitatea economică, ele devin rentabile pentru a-și atinge obiectivele în comparaţie cu instrumente alternative.

Concluzii

1. Levitsky şi Prasad, 1989

Page 146: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 145

Aplicareae metodologiei DîD pentru a evidenția efectul cauzal al schemei de garantare asupra benefi ciarilor a fost o metoda importanta a studi-ului. Adoptarea acestei metode mi-a permis să controlez caracteristicile inde-pendente de timp, care ar putea afecta participarea la program, și variabilele rezultat, atât timp cât tendința variabilelor rezultante în lipsa programului este aceeași pentru companiile tratate și pentru cele din grupul de control. PSM validează această ipoteză și evită problema selectivității, limitând analiza la acele companii cu caracteristici similare. Rezultatele sugerează că această schemă de garantare a infl uențat în

mod semnifi cativ capacitatea fi rmelor de a crește în mărime și de a își creşte

rata de supraviețuire. Constatările sugerează de asemenea că inițiativele JER-

EMIE și-au atins obiectivul de adiționalitate economică și că impactul lor

pozitiv este persistent în timp.

După ce benefi ciază de un împrumut garantat, un IMM are mai multe

șanse să supraviețuiască în afaceri – raportând un trend pozitiv al vânzărilor -

decât IMM-urile similare care nu au participat la SGC. De asemenea, există

dovezi că SGC își atinge obiectivul social, ținând seama de faptul că rata de

ocupare a forței de muncă este mai mare pentru societățile care au participat la

schemă.

Referinte bibliografi ce 1. Arraiz I, Henriquez F. Stucchi R. (2011): Impact of the Chilean Supplier Develop-

ment Program on the performance of SME and their large customers, Offi ce of

Evaluation and Oversight, Working paper;

2. Asdrubali P., Signore S. (2015): The economic impact of EU Guarantees on credit

to SMEs, European Economy Discussion Papers;

3. Beck T., Klapper L., Mendoza J.C. (2008): “The Typology of Partial Credit Gua-

rantee Funds Around the World”, World Bank Policy Research Working Paper No.

4771;

4. Caliendo M., Kopeinig S. (2008): „SomePractical Guidance for the Implementa-

tion of Propensity Score Matching“, Journal of Economic Surveys, Vol. 22, No.1,

pp. 31-72;

5. Gozzi J.C., Schmukler S. (2016): “Public Credit Guarantees and Access to Finan-

ce”, Warwick Economics Research Paper Series;

6. Heckman, J. (1997), „Instrumental Variables: A Study of the Implicit Assumptions

Underlying One Widely Used Estimator for Program Evaluations“, Journal of Hu-

man Resources, 32, 441-462;

7. Heckman J, Ichimura H., Smith J., and Todd P. (1998): “Characterizing Selection

Bias Using Experimental Data”, Vol. 66, No. 5 (Sep., 1998), pp. 1017-1098. Re-

trieved from http://www.jstor.org/stable/2999630;

8. Imbens G. (2004): „Nonparametric estimation of average treatment effects under

exogeneity: a re view”, The Review of Economics and Statistics, 86: 4-29.

9. Jalan J, and Ravallion M (2003): “Estimating the Benefi t Incidence of an Antipo-

Page 147: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018146

verty Program by Propensity Score Matching”, Journal of Business & Economic

Statistics, American Statistical Association, vol. 21(1), pages 19-30, January. Re-

trieved from http://fmwww.bc.edu/RePEc/es2000/0873.pdf;

10. Levitsky J., Prasad R.N. (1924): “Credit Guarantee Schemes for Small and Medi-

um Enterprises”, World Bank Technical Paper;

11. OECD (2010): „Facilitating access to fi nance - Discussion Paper on Credit Gua-

rantee

12. Rosenbaum P. and Rubin D. (1983): “The Central Role of the Propensity Score in

Observational Studies for Causal Effects”, Biometrika, Vol. 70, No. 1, pp. 41-55;

13. Schneeweiss, S., Gagne, J.J., Glynn, R.J., Ruhl,M., Rassen, J.A., 2011. „Asses-

sing the comparative effectiveness of newly marketed medications: methodologi-

cal challenges and implications for drug development“, Clin Pharmacol Ther 90.

doi:10.1038/clpt.2011.235

14. Stiglitz J., Weiss A. (1981): „Credit rationing in markets with imperfect informa-

tion“, The American Economic Review, Volume 71, pp 393-410.

15. Zecchini S., Ventura M. (2006): „Public Credit Guarantees and SME Finance“,

Instituto di Studi e Analisi Economica, Working paper no. 73

Page 148: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 147

EVALUATION MODEL OF CREDIT GUARANTEE SCHEMES

Bianca Silvia Chisulescu

Abstract

The analysis is conducted on a set of data on Romanian companies that have benefi ted from the guarantee scheme, enriched with information regard-

ing their fi nancial performance. Because at one point in time a company can

be in one of the states of being treated (benefi tting from the program) or being

not treated, the effects that follow from being in or out of the program cannot

be observed at the same time on one individual. Given this situation, in order

to measure the impact of the program I had to identify an appropriate control

group, which is a group most similar in characteristics with the treated group.

To control for selection bias stemming from this imperfect comparabil-

ity between the two groups, I used the propensity score technique, pairing each

member of the treated group with non-treated companies, one year before ob-

taining the guaranteed loan offered by the program.

Afterwards I used a difference-in-differences estimator to weight up the

guarantee impact, by comparing the before-after fi nancial performance of the

treated companies against the before-after performance of the not treated ones.

The before-after analysis reveals that the program was effective, hav-

ing a positive impact on the business performance of Romanian companies and

contributing to employment growth. Indicators like annual sales turnover and

number of employees improved in the next years following the obtaining of the

guaranteed loan, enabling the companies to consolidate their position on the

market and to expand their economic activity.

Keyword: credit guarantee scheme, loans, banks, fi nancial institu-tions, risk evaluation, colaterals JEL Clasifi cation: F21, G12

Literature review

Despite the positive infl uence on fi nancial additionality, unfortunately

there are also effects like sizable displacement effects and deadweight costs of

public credit guarantee schemes. For example, authors like Benavente, Gale-

tovic and Sanhueza (2006) have questioned the extent of this additionality.

They conclude that FOGAPE improved access to credit, but made a remark

that the scheme success did not stem from any superior feature of the scheme,

but from the keen interest of the banks, for which the guarantee decreased the

loan loss provisions and increased their profi ts. They also show that the benefi -

Page 149: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018148

ciaries of the guarantee were existing customers that had already received guar-anteed loans before (around 80%). Therefore, the guarantee was not used to build new relationships with customers that where new to fi nancing, but rather the study suggested that the fund guarantee was used just as a substitute for a public one. Furthermore, they indicate that due to the fact that participating banks were excluded from future auctions if the default rate rose too much, the fund had a low default rate. A fund default rate should be similar to that of loans granted to similar companies. Vogel and Adams (1997) argue that additionality is overstated by two types of substitution effects: intra-portfolio substitution (when the lender transfers part of its existing loan portfolio to the programme) and intra-lender substitution (when SMEs are moving their exposure to banks that offer credit guarantees). This happens if the impact is measured simply by counting the number and volumes of guarantees issued. Zia (2008) fi nds that almost half of guaranteed loans in Pakistan went to fi nancially unconstrained fi rms and estimates that this credit misallocation has a cost equivalent to 0.75 percent of GDP. Uesugi, Sakai, and Yamashiro (2010) fi nd that the loosening of conditions for credit guarantees in Japan during the Asian fi nancial crisis led to signifi cant risk shifting, as banks replaced nonguaranteed loans with guaran-teed ones to minimize their exposure to risky assets. My report fi ts into a thin line of literature focusing on the impact of CGS on the improvement of fi nancial indicators of the benefi ciaries (the eco-nomic aditionality). On the subject of economic additionality there are even fewer studies available. Signore and Asdrubali (2015) fi nd that a multinational CGS had a positive impact on the companies’ performance, increasing their workforce by 17.3% and their sales turnover by 19.6%. Craig, Jackson, and Thompson (2007) fi nd that the employment rate is higher in U.S. districts that receive more guaranteed loans. Riding and Haines (2001) showed that the guarantee scheme established by the Small Business Loans Act (SBLA) in Canada contributed to the creation of around 66.000 additional jobs in 1995. In Korea, a non-profi t guarantee institution (KOTEC) was founded in 1989 by the government, in order to support new technology-based companies. Kang, JW and Heshmati (2008), together with Roper (2009) showed that the scheme had a positive effect on sales growth and productivity of the supported com-panies.

Introduction

One can distinguish a CGS from another by considering the operator of the scheme. From this point of view, there are four major types of CGS: public national guarantee schemes, corporate guarantee schemes, bilateral/ multilateral/ international guarantee schemes and mutual ones. In addition to

Page 150: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 149

the operator, CGS can also be classifi ed according to the operational mecha-nism (individual/ portfolio approach). Irrespective of the type of guarantee scheme, it is crucial that a good and stable relationship exists between all involved parties. I am interested about how the SME would have performed had it not received the guaranteed loan. Because this information is not available, the fi rst step is to fi nd a compa-rable group of companies that did not receive support within the Romanian le-gal entities active on the market. Direct comparison between participants and non-participants is not advisable, because these two groups normally exhibit differences even in the absence of the guarantee scheme.1 The standard fra-mework to perform the analysis is the model described by Roy – Rubin2. Therefore, I will perform an econometric regression using a panel data with relevant information from 2011 to 2016, for both participants and non-parti-cipants in the guarantee scheme. The purpose is to compute for each SME the predicted probability to receive a loan as a function of covariates and then to use this probability score in order to match participants with non-participants. I will follow Caliendo and Kopeinig approach for selecting covariates based on economic theory and previous empirical fi ndings3. In order to disentangle the guarantee impact from other time-invariant unobservables, I will combine the matching procedure previously described with the difference in differen-ces method and so reach the fi nal results. The remainder of this paper is structured as follows: the next section offers a brief description of the main constraints that SMEs face to access fi nancing and how credit guarantee schemes might help overcome them; Sec-tion 3 describes the main types of CGS and the design features that mostly af-fect their performance, with the example of a guarantee program implemented in Romania. Section 4 reviews the relevant literature and the next chapter describes the data set used for assessing the guarantee’s impact. Section 6 ex-plains the econometric model and steps used for testing the impact of guaran-tee scheme. Finally, section 7 concludes the paper with a summary of results and suggests some proposals for further research.

1.1 Main types of CGS

Green4 has identifi ed four types of guarantee schemes: - Public guarantee schemes: they still represent the majority of CGS worldwide; established by public policy, typically managed by a private or-

1. Caliendo/Kopeinig (2008), p. 32

2. Caliendo/Kopeinig (2008), p. 33

3. Caliendo/Kopeinig (2008), p. 39

4. Green, 2003

Page 151: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018150

ganization or an administrative unit of the government; defaults are usually covered from the government budget, increasing the credibility of the scheme; - Corporate guarantee schemes: generally funded and managed by the private sector (banks, chambers of commerce), with the main advantage that they benefi t from the experience of corporate lenders; - International schemes: typically bilateral or multilateral government or NGO initiatives; European Investment Fund is a relevant example; - Mutual Guarantee Schemes: private and independent organizations formed and managed by borrowers with limited access to bank loans, that “provide guarantees for one another, benefi t from them and become liable for each other’s debt”1; they are particularly wide-spread in Italy and South America.

1.2 About the EIF

The EIF is a key multinational credit guarantee provider for SMEs in the EU. It was created in 1994 and as of July 7th, 2017 is jointly owned by the European Investment Bank (58.4%), the European Union, represented by the European Commission (29.8%,) and a wide range of fi nancial institutions from EU Member States and Turkey (11.8%). The EIF provides credit guarantees to a wide range of fi nancial inter-mediaries, such as: banks, leasing companies, promotional banks and other fi nancial institutions that support SMEs. Apart from traditional credit guar-antees, the EIF offers counter-guarantee to guarantee providers and it is also involved in securitizations. The guarantee activity encompasses “mandate” transactions - mean-ing that it distributed and managed resources allocated by the European Com-mission, European Investment Bank etc, transactions where its own capital is deployed or combinations of the two. The EIF benefi ts from AAA-rating, which is assessed by Fitch, Moody’s and S&P on an annual basis. It has the status of a Multilateral Deve-

lopment Bank, which allows fi nancial institutions to apply a 0% risk weigh-ting under Basel 2 to the portion guaranteed by EIF2.

1.3 About JEREMIE Initiatives

JEREMIE (Joint European Resources for Micro to Medium Enter-prises) is a framework providing a series of coherent actions to promote in-creased access to fi nance for the development of SMEs in the context of the EU’s Structural Funds 2007-2013 programming period. It was developed by

1. De Gobbi, 2002

2. According to the EU Capital Requirement Directive (CRD)

Page 152: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 151

the European Commission (EC) and implemented in 2007 in cooperation with the European Investment Fund (EIF)1. JEREMIE offered EU Member States, through their national or re-gional Managing Authorities, the opportunity to use part of their European Union Structural Funds to fi nance SMEs in a more effi cient and sustainable way, by means of equity, loans or guarantees, through a revolving Holding Fund managed by the EIF2. The choice of the EIF was based, among other reasons, on its know-how in the implementation of the fi nancial instruments, its credibility on the capital markets, low management costs. The Holding Fund allowed the Managing Authorities (MAs) to delegate some of the tasks required in implementing JEREMIE – like establishing the criteria for the selection of fi nancial intermediaries and of the SMEs, appraising and recom-mending operations, negotiating contractual arrangements with fi nancial in-termediaries, monitoring and reporting activities etc. As an umbrella fund, JEREMIE had fi nancial intermediaries in target, not SMEs directly. The JEREMIE Holding Fund can provide SME-focused fi nancial instruments including guarantees, co-guarantees and counter-guar-antees, equity guarantees, (micro) loans, securitization, venture capital, Busi-ness Angel Matching Funds, and investments in Technology Transfer funds to Financial Intermediaries.3

The fi nancial resources of the fund have been deployed through se-lected fi nancial intermediaries (banks), which have provided loans, equity and guarantees to SMEs. To do that, they need to participate to the call for expres-sion of interest launched by the EIF and to be selected based on a due diligence process. The decision is taken with the involvement of the Investment Board. At the end of 2015, the EIF managed 13 JEREMIE holding funds for a total of EUR 1.1billion, involving 50 fi nancial intermediaries and resulting in 84 transactions. In the course of 2015, additional commitments were made to the holding funds in Romania (EUR 75 million) and Slovakia (EUR 40 million) with the implementation period of the fi nancial instruments being extended into 2016.4

Furthermore, given the revolving nature of fi nancial instruments, sev-eral Member States and regions have entrusted the management of refl ows

from initial JEREMIE investments to the EIF. Accordingly, the EIF will re-

deploy these legacy funds in the respective markets through existing and new

fi nancial instrument targeting the support of SME access to fi nance.

1. www.eif.org

2. www.eif.org

3. www.eif.org

4. www.eif.org

Page 153: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018152

1.4 JEREMIE initiatives in Romania

In Romania, the main suppliers of credit guarantee schemes at the beginning of my analysis (year 2011) were two local guarantee institutions. The EIF started to play an important role from 2012 on. We need to understand the local background at the time at which the EIF instruments were proposed. Romania was admitted in the European Union on January 1st, 2007. In order to catch up the other Member States in many different areas such as infrastructure, healthcare, providing of clean wa-ter, GDP etc, Romania was considered to be a net benefi ciary. Due to the EU accession, during 2007-2013, Romania has been eligible for EUR 19.2 billion of Structural and Cohesion Funds. However, at the end of 2012, the country has managed to absorb only 11.47% of the available amount, occupying the last positions among the Member States in terms of absorption rate. This is most alarming since the absorbed amount did not compensate at least for its contribution to the EU budget. Also, having in view the great impact of the fi nancial crisis during 2009-2011, it was of paramount importance to use as much as possible from the structural and cohesion fund. JEREMIE initiatives funded by the Cohesion policy 2007–2013 were deployed through the Sectoral Operational Programme Increase of Economic Competitiveness, under the Key Area of Intervention 1.2 SMEs access to fi -nance. Being seen as an innovative instrument in Romania, JEREMIE ini-tiatives encountered a number of diffi culties, such as regulatory issues, the treatment of the guarantee, diffi culties regarding the application of the EU eligibility rules and recommendations etc. However, lessons learnt from the implementation of the fi rst JEREMIE initiative have proved to be very impor-tant for the setting up of the second instrument under JEREMIE umbrella and may also be helpful for future programs. Following the calls for express of interest from October 2010 and respectively September 2013, the JEREMIE initiatives were implemented by six local banks that lent to the SMEs at preferential conditions due to the EIF guarantee. It has also supported the 3TS-backed Catalyst Romania, which has invested mainly in technology-media-telecom companies, by means of private equity the fi rst and biggest Romanian private equity fund and venture capital fund. This paper studies this seemingly successful guarantee scheme im-plemented in Romania from the perspective of the only bank active in both programs (herein called the Bank), which granted more than 70% of the total number of loans. The default rate of the companies backed by the guarantee is small and not higher than those of comparable fi rms.

Page 154: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 153

First JEREMIE initiative: Portfolio Guarantee & Risk Capital

Instrument

An evaluation study regarding the fi nancial instruments available for the program period 2007-2013 was prepared by the EIF and fi nalized in 2007 in cooperation with the MA. The Memorandum of Understanding between the EIF and the Romanian government was signed in January 2007. The coopera-tion between the Government of Romania and the EIF was governed by the Funding Agreement. This was signed in early 2008 and provided for an initial capital amount of EUR 100 million from the Sectoral Operational Programme “Increase of Economic Competitiveness”. The portfolio was initially set to in-clude guarantee products (65%) and risk capital instruments (35%), including two instruments: - a guarantee instrument, First Loss Portfolio Guarantee (FLPG) In-strument, including guarantee agreements, with an approximate allocation of EUR 65 million; The instrument implementation was subject of a state aid “de minimis” scheme, approved by the Ministry of Economy Commerce and Business Environment in July 20101; - a hybrid Venture Capital Instrument, referred to as Risk Capital In-strument, including venture capital funds with an initial allocation of EUR 35 million2. In July 2008, EUR 100 million was transferred into the EIF’s account opened with a local bank in Romania. The Investment Board was appointed in October 2008, in order to decide on the investment strategy, reporting formats, internal operational rules and the annual forecast of costs for 2008. In late 2008 an extensive consultation process with the services of European Commission has been launched in order to ensure compliance of the guarantee products with applicable Structural Funds rules and state aid framework. The process has been successfully concluded in April 2009 and was followed by internal works on the draft text of the call for expressions of interest for the portfolio guarantee instrument. The fi rst deadline for submis-sion of Expressions of Interest by the Financial Intermediaries was 28 October 2009, with the fi rst agreement envisaged to be signed in the fi rst part of 2010. However, the local banks did not apply for the implementation of the instru-ment. After reviewing some of the instrument’s features, the EIF launched a second call for FLPG one year later, in October 2010.

1. According to the Expert evaluation network delivering policy analysis on the performance of Cohesion policy 2007-2013, a report to the European Commission Directorate-General Re-gional Policy, 2012; retrieved from: http://ec.europa.eu/regional_policy/sources/docgener/evaluation/pdf/eval2007/expert_innovation/2012_synt_rep_ro.pdf

2. Idem; In 2011, EUR 17.5 million was reallocated to FLPG instrument, due to diffi culties en-countered in setting up the risk capital fund and the potential of higher absorption of the FLPG.

Page 155: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018154

Undoubtedly, creating the legal and institutional framework has rep-resented a major challenge in Romania. Although the funds were allocated since 2008, the loans become available three years later, in 2011. Despite this diffi cult kick-off, the instrument with the two options – a portfolio guarantee (offered by three banks) and a fund of risk capital – proved to be successful in the end. The entire budget was contracted by the fi nancial intermediaries. Later on, in 2014, the second instrument was launched.

Second JEREMIE initiative: Portfolio Risk Sharing Loan (PRSL)

The second JEREMIE initiative builds on the success of the previ-ous one. The call for the expression of interest to select intermediaries for implementation of the fi nancial instrument was launched on August 7th, 2013, the fi nal deadline for the application being September 20th, 2013. The com-bination between a portfolio risk sharing and an interest subsidy through one single instrument was new at that time in Romania, but it had already been successfully implemented by the EIF in several other countries. Through the fi rst component, the EIF covers part of the risk of the bank relating to the eligible portfolio. Through the second component, the EIF (acting through and on the account of the JEREMIE Holding Fund) provides liquidity to the selected bank to fi nance part of the loan grant to the SME sat-isfying certain eligibility criteria. The rest will be co-fi nanced by the bank. In the end, the instrument allowed SMEs to benefi t from lower interest rates (due to the fact that the loan made available by the Fund came with almost zero in-terest rate) and reduced collateral requirements for loans used for investments and working capital.

1.5 Proper design and good cooperation: a tale of success

Within the mandates managed by the EIF, SMEs in Romania benefi t-ted from the two JEREMIE initiatives from 2011 to 2014. The fi rst JEREMIE initiative was fi rst signed by the Bank at the end of 2010. The bank launched the Program in April 2011. The initial value of the agreed portfolio was EUR 102.5 million and was subsequently increased several times. At the end of the allocation period (September 2014), the total agreed portfolio summed up to EUR 172.5 million. The number of guaranteed loans under the two initiatives has risen from 112 at the end of 2011 to 4.962 at the end of 2016. The total amount of loans covered by the EIF was approximately EUR 360 million and the fi xed coverage ratio was 80% for the fi rst program and 50% in case of the second one. No guarantee fee was paid by the bank or by the benefi ciary (the SME) for the guarantee issued by the EIF. The fund followed a portfolio/individual/

Page 156: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 155

retail/ model, meaning that the guarantor provided a guarantee that automati-cally covers each loan made by the bank within certain criteria. The banks benefi ted from JEREMIE support which allowed them to sustain the entrepreneurs with the fi nancial resources necessary to consolidate or expand their businesses and carry out their growth ambitions. I believe that the success of the two schemes hinges on proper design, together with a good cooperation and fl exibility towards the lending institu-

tion. To come to an optimal design, several parameters of the scheme have to

be decided on, such as:

- clearly and defi ned mandate and regulatory framework for operation

– despite the late and diffi cult start, the instrument features were adjusted, so

that to better serve the interest of stakeholders; everything was transparent:

legal form, sources of fi nance, selection criteria for the fi nancial benefi ciaries,

its strategies and operational goals were consistent with Cohesion policy ob-

jectives. Even if at the beginning the instrument was frequently compared to

grants, making some stakeholders to be reluctant to use them, key benefi ts like

the possibility to recycle the funds and the longer availability of the support

made them a great complement of the current instruments, and enhance the

support made available to companies. The JEREMIE experience showed that

setting up the mechanisms for implementing such schemes may involve ad-

justments of the legislation and regulatory issues an that the negotiations with

the Government can take months due to the design complexity and novelty of

the instrument.

- clear and transparent eligibility criteria for both SME and Financial

Intermediary; the procedure of extending the guarantee must be clear (e.g.

only new loans/ refi nancing; by individual guarantee, sent to the Bank after

Fund approval of the loan to be guarantee or by simply including the loan

into the monthly/ quarterly portfolio report) and the type of fi nance should be

determined early on. The criteria for the SME can be defi ned with respect to

size, age, sector, locations etc. Also, it is very important to learn from past ex-

perience and to tailor the CGS to local realities; for example, the fi rst program

was covering mainly investment loans, although in the aftermath of the crisis

the appetite for investments was very low.

- effective and comprehensive risk management: quarterly portfolio

reports are exchanged with the fund, to allow regular screening of the portfo-

lio, to review the exposure of the fund to a certain fi nancial intermediary and

to re-assess the associated risk cost, together with the real level of reported

defaults.

- guarantee rate of 80% and respectively 50% to provide the right in-centive for the borrowers and the lender, designed to meet regulatory require-

Page 157: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018156

ments for capital requirements and credit risk; this risk sharing component is very important in order to decrease moral hazard among borrowers and lender. Studies show that rates between 60 and 80% are high enough to en-courage lender participation and yet low enough to limit moral hazard.1

- effi cient claim management process: a guarantee scheme builds up its credibility by how it’s handling the claims. Therefore, it is of critical im-portance that the agreement establishes clear terms and precise circumstances under which a claim can be made - the arrears after which the guarantee is paid, if the guarantee covers only principal or interest also. A quick time of response increases the willingness of the banks to participate in guarantee schemes and it also helps with regards to credibility. - guarantee fees: in determining an overall level of fees for the CGS, one should consider the administrative expenses, the losses incurred and the opportunity cost of capital. In practice, most schemes apply a subsidy to lend-ers, charging fees that are insuffi cient to cover their operating costs2. Because of the way the product was structured, with contribution of EU and local structural funds, the JEREMIE schemes were offered with zero fees; this key feature had a huge impact on the scheme implementation, by providing the proper incentive to use and prefer it to other options (the national guarantee schemes offered in the same time were charging an aver-age guarantee fee of 2.4%). Because the cost of the guarantee is normally refl ected partially or in full in the interest rate applied to the loan, in the end the borrowers were the ones benefi tting from the absence of this cost. From the bank’s perspective, even if the schemes don’t carry an explicit cost, they come with the condition for the bank to generate additional volumes; there-fore, the lender bore additional risk, so there was an implicit price; - portfolio approach: CGS differ also in the way the task of the bor-rower appraisal is apportioned. Even if an individual model, with case by case assessment performed by the guarantor, increases the quality of the loan portfolio, due to a duplication of efforts this method proves to be more cost-ly, more bureaucratic and may lead to delays. Under the portfolio approach, the guarantor defi nes the eligibility criteria with respects to the borrower, the transaction and the portfolio to be generated, but the appraisal task is entirely delegated to the bank. As a consequence, the inclusion of the loan in the guar-anteed portfolio is done automatically after origination. In case of EIF guarantee schemes, the bank has to go through a stan-dard due diligence process, and only banks that prove to satisfy a certain de-

1. Levitsky, 1997

2. Gudger, 1998 and Green, 2003; operating costs = administrative cost plus credit losses; also, Beck, Klapper and Mendoza, 2010, fi nd in a survey that 11 out of 15 CGS reported operating losses in their fi nancial statements.

Page 158: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 157

gree of credibility receive approval by the EIF Board of Directors. Moreover, usually the agreement signed with the banks contains clauses that enable the fund to monitor and unilaterally withdraw from the scheme if the default trig-ger threshold is reached by the bank. Commercial banks without a sound loan screening process, with poor portfolio management, with a track record of high level of defaults and low debt collections are therefore excluded from the scheme. Unfortunately, despite its advantages (lower cost, high business vol-umes, better time to cash) the portfolio approach also has drawbacks. The most important one is that it is less effi cient in creating additionality. In the selective approach, the screening is done case by case, so the risk that a borrower who receives guarantee could have qualifi ed for a normal loan is reduced. - loss sharing: risk sharing agreements are crucial to adjust incentives to minimize moral hazard from the lender’s side1. The EIF used the parri passu loss sharing agreement at the individual loan level, meaning that pro-ceeds of debt recoveries are shared with the guarantor according to the agreed loss sharing ratio (which was equal to the guaranteed amount ratio). There are, however, subordinate guarantees, where the recovered amounts are fi rst used to repay the lender. Schemes in which the guarantor recovers loans typically have higher loan losses than schemes in which the task is performed by the lender. A pos-sible explanation is that lenders have greater experience in performing these tasks. The analyzed schemes are also fi rst loss portfolio guarantees, as op-posite to second loss portfolio guarantees. In the fi rst case, the burden from defaults is assumed up to a predetermined tranche of losses, above which the guarantee scheme has no further obligation. Under second loss guarantee ar-rangements, the guarantor commits himself to cover only a second tranche of losses. - capital relief: in jurisdictions that follow the Basel III rules (such as Romania), the usage of such guarantee schemes may be treated as unfunded credit protection2, allowing the banks to apply lower risk weights to the guaran-teed exposures, reducing the value of risk-weighted assets used to calculate the capital adequacy ratio. A survey for CESEE countries3 shows that for banks ob-

1. Credit Guarantee Schemes for SME lending in Western Europe, EIF working paper, June 2017

2. In the EU, the capacity of guarantees to provide capital relief is regulated by Capital Require-ments Directive (CRD IV) and Capital Requirements Regulation (CRR (EU) No. 575/2013).

3. Credit Guarantee Schemes for SME lending in Central, Eastern and South-Eastern Europe – A report by the Vienna Initiative Working Group on Credit Guarantee Schemes, November 2014

Page 159: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018158

taining regulatory capital relief is an equally important component of guarantees as the transfer of credit risk for banks. Around half of the surveyed banks regard the possibility to obtain capital relief as an important reason to guarantee their portfolios of loans. This does not come as a surprise in this post-crisis economic environment, in which banks’ profi tability has been low and, at the same time, supervisors and markets apply pressure on them to increase their capital. The fi rst instrument used by the bank was a First Loss Portfolio Guar-antee Scheme (FLPG), which was an instrument that provided credit risk pro-tection up to a certain amount of the reference portfolio (25% - the cap rate). Usually the cap rate is established such as to cover the expected loss. The regulatory treatment of such fi rst loss, capped guarantee is not fully homogeneous across Europe, its treatment being assessed by the banks in cooperation with their national regulator. The JEREMIE programme imple-mentation encountered a number of diffi culties in the beginning, related to provisioning and capital relief regulations. The solutions found with the fi nan-cial intermediaries, the EIF, MA and the regulator, have led to amendments of the operational agreements.1

In the end, because the level of expected (and realized) losses was much below the 25% threshold, the instrument was seen as synthetic securi-tization under the provisions of the Capital Requirements Regulations2, con-ferring risk weight reduction to the guaranteed portion. The risk weight for the unguaranteed portion was depending on the asset type and standardized/ Internal Risk Based approach employed by the bank. The second instrument – Portfolio Risk Sharing Loan - was an un-capped portfolio guarantee, but the guarantee rate was decreased from 80% to 50%. Although it was an uncapped guarantee, due to some specifi c provisions of the agreement, it was not considered to be capital relief. Also, the level of provisions was higher than the under the fi rst instrument, but this inconvenient was outshined by the fact that 50% of each loan was offered to the bank with almost 0% interest rate, fi nancial advantage that was passed onto the fi nal benefi ciary (the SME). Advantages induced by the two instruments: - it lowered the amount of collateral that the borrower needed to pledge to receive a loan, because the lender received a substitute for this col-

1. According to the Expert evaluation network delivering policy analysis on the performance of Cohesion policy 2007-2013, a report to the European Commission Directorate-General Re-gional Policy, 2012; retrieved from: http://ec.europa.eu/regional_policy/sources/docgener/evaluation/pdf/eval2007/expert_innovation/2012_synt_rep_ro.pdf

2. The capital relief under the securitization framework can be achieved if a signifi cant part of the credit risk is transferred to the guarantor (EIF in this case), according to Art. 243/ 244 of CRR and guidelines from the European Banking Authority in this respect.

Page 160: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 159

lateral; even if CGS do not play the role that collateral plays in reducing the moral hazard and adverse selection, they might reduce information asymme-tries, allowing the bank to take more risk and to learn in the long run how to better service this category of riskier customers; - for a given amount a collateral, it increased the loan amount; there-fore, even if the collateral pledged by the customer was relatively small, the instrument allowed the customer to access a higher loan amount; - it also allowed borrowers to obtain better lending conditions, such as longer maturities and lower interest rates.

1.6 How to accurately assess the CGS impact?

There are many examples of state-backed guarantee schemes that have led to massive waste of resources due to ineffi cient allocations and high rates of non-performing loans. This is the reason why a guarantee scheme should state from the beginning a clear purpose of intervention and should also be constantly screened against its goals. No matter how trivial this rec-ommendation might seem at fi rst sight, it is rather diffi cult to achieve it due to data unavailability. With respect to European fi nancial support, fi rst steps have been taken to ensure this requirement. There are two types of European involvement: in the form of grants and support in the form of fi nancial instruments. Grants are very attractive because they represent a form of fi nancial support that is not repayable by the benefi ciary. Financial instruments facilitate access to fi nance through the use of repayable instruments such as: loans, guarantees (direct or indirect) and equity investments. Usually, a grant cannot be combined with a fi nancial instrument un-less the operation is directly linked to the fi nancial instrument, in which case the grant is not paid directly to the benefi ciary (for example, a subsidy of the interest rate/ guarantee fee combined with a loan guarantee)1. The purpose of such a grant should be to facilitate and enhance the implementation of the fi nancial instrument. Otherwise, the general rule is that grants cannot be used to reimburse support received through fi nancial instruments and fi nancial in-struments in turn cannot be used to pre-fi nance grants.

If they are properly implemented, fi nancial instruments can provide additional benefi ts as compared to grants, maximizing the effectiveness and effi ciency of the available EU budget. Firstly, they offer the possibility of le-veraging the public funds. The second advantage is the revolving nature of the

1. EU Regulation No 1303/ 2013 of the European Parliament and of the Council of 17 December 2013 - Common Provision Regulation (CPR) Article 37(7), (8), (9), Article 42(1), Article 65(11)

Page 161: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018160

fi nancial support. In case of loans and guarantees, because the loans have to be

repaid by the benefi ciary and the guarantees are released, the same funds can

be used in several cycles. In case of equity, it should have an impact on the be-

haviour of the benefi ciaries, increasing their chances to become independent

of public support.

The use of JEREMIE initiatives in Romania, instead of grant sche-

mes, encountered a number of diffi culties. These types of instruments and

their implementation mechanisms were unfamiliar, and they were designed to

produce results in the long term, due to their revolving character.

The success of the CGS implementation relies not only on the number

and amount of issued guarantees, but more on its capacity to cover the follow-

ing two dimensions:

- Financial additionality – the incremental effect on the supply of

credit to SMEs that are credit constrained – either by access or by unfavour-

able conditions (such as cost, maturity, lack/ inadequate collateral); in other

words, is the amount of lending that would not have happened in the absence

of the guarantee.

By allowing loans to be made to companies that otherwise would have

been excluded by the banks, these fi rms can work on establishing a repayment

reputation, that can act as a type of collateral in the future.

- Economic additionality and spill over effects – an indirect alterna-

tive, measuring the improvement of economic performance of the supported

borrowers (eg. increase in profi t/ sales turnover/ employment/ innovation/

productivity etc). Furthermore, it is even more diffi cult to show evidence that

these schemes do generate positive technology and knowledge spill over that

contribute to overall economic growth.

To assess the impact, CGS assume that they generate additional vol-

umes, but do not require banks to provide supportive evidence to certify the

element of additionality.

There are CGS that followed a cursory approach in order to show evi-

dence of additionality. For example, a scheme introduced in the United King-

dom in 19811 asked the bank a declaration for each loan in order to confi rm that

the respective loan would not have been granted in the absence of the guaran-

tee. Other schemes include protection clauses in the loan agreement to ensure

that banks will not shift customers from their normal lending to the CGS.

Only if the schemes manage to show evidence in the sense of fi nancial

and economic additionality, enabling SME to improve their competitiveness

and to expand their economic activity, they become cost effective in achieving

their objectives against alternative policy instruments.

1. Levitsky/Prasad, 1989

Page 162: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 161

Conclusions

I’ve applied DiD methodology in order to attain the causal effect of the guarantee scheme on the benefi ciaries. Adopting this method allowed me to control for time invariant characteristics that might affect participation in the programme and outcome variables, as long as the trend in outcome variables in absence of the program is the same for treated and control companies. Propen-sity score matching validates this assumption and avoids the selectivity prob-lem, by restricting the analysis to those companies with similar characteristics. Results suggest that the credit guarantee infl uenced signifi cantly

fi rms’ ability to grow in size and increase their survival rate. The fi ndings

suggest that JEREMIE initiatives achieved their objective of economic ad-

ditionality and that their positive impact is persistent over time.

After benefi tting from a guaranteed loan, a SME is more likely to

survive in business – report positive sales trend – than similar SMEs that did

not participate in the CGS. Also, there is evidence that the CGS achieves its

social objective, taking into account that the employment rate is higher for

companies that participated in the scheme.

Bibliographical references

1. Arraiz I, Henriquez F. Stucchi R. (2011): Impact of the Chilean Supplier Develop-

ment Program on the performance of SME and their large customers, Offi ce of

Evaluation and Oversight, Working paper;

2. Asdrubali P., Signore S. (2015): The economic impact of EU Guarantees on credit

to SMEs, European Economy Discussion Papers;

3. Beck T., Klapper L., Mendoza J.C. (2008): “The Typology of Partial Credit Gua-

rantee Funds Around the World”, World Bank Policy Research Working Paper No.

4771;

4. Caliendo M., Kopeinig S. (2008): „SomePractical Guidance for the Implementa-

tion of Propensity Score Matching“, Journal of Economic Surveys, Vol. 22, No.1,

pp. 31-72;

5. Gozzi J.C., Schmukler S. (2016): “Public Credit Guarantees and Access to Finan-

ce”, Warwick Economics Research Paper Series;

6. Heckman, J. (1997), „Instrumental Variables: A Study of the Implicit Assumptions

Underlying One Widely Used Estimator for Program Evaluations“, Journal of Hu-

man Resources, 32, 441-462;

7. Heckman J, Ichimura H., Smith J., and Todd P. (1998): “Characterizing Selection

Bias Using Experimental Data”, Vol. 66, No. 5 (Sep., 1998), pp. 1017-1098. Re-

trieved from http://www.jstor.org/stable/2999630;

8. Imbens G. (2004): „Nonparametric estimation of average treatment effects under

exogeneity: a re view”, The Review of Economics and Statistics, 86: 4-29.

9. Jalan J, and Ravallion M (2003): “Estimating the Benefi t Incidence of an Antipo-

verty Program by Propensity Score Matching”, Journal of Business & Economic

Statistics, American Statistical Association, vol. 21(1), pages 19-30, January. Re-

trieved from http://fmwww.bc.edu/RePEc/es2000/0873.pdf;

Page 163: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018162

10. Levitsky J., Prasad R.N. (1924): “Credit Guarantee Schemes for Small and Medi-um Enterprises”, World Bank Technical Paper;

11. OECD (2010): „Facilitating access to fi nance - Discussion Paper on Credit Gua-rantee

12. Rosenbaum P. and Rubin D. (1983): “The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects”, Biometrika, Vol. 70, No. 1, pp. 41-55;

13. Schneeweiss, S., Gagne, J.J., Glynn, R.J., Ruhl,M., Rassen, J.A., 2011. „Asses-sing the comparative effectiveness of newly marketed medications: methodologi-cal challenges and implications for drug development“, Clin Pharmacol Ther 90. doi:10.1038/clpt.2011.235

14. Stiglitz J., Weiss A. (1981): „Credit rationing in markets with imperfect informa-tion“, The American Economic Review, Volume 71, pp 393-410.

15. Zecchini S., Ventura M. (2006): „Public Credit Guarantees and SME Finance“,

Instituto di Studi e Analisi Economica, Working paper no. 73

Page 164: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 163

Impactul reversibil al dinamicii produsului intern brut cu importurile şi exporturile de bunuri şi servicii ale României (I)

Conf. univ. dr. Nicolae Mihăilescu

Claudia Căpățână

Universitatea „Hyperion” – București

Abstract

Analiza prezentată în acest articol identifi că modele econometrice ale

interdependenței produsului intern brut al României cu importurile și exporturile de bunuri și sevicii în forma matematică a unor ecuaţii de regresie unifactoriale liniare reversibile şi care sunt confi rmate statistic ca modele viabile deoarece sunt îndeplinite condiţiile impuse pentru formularea acestei aprecieri.

De asemanea, sunt elaborate două modele care se referă la dinamica importurilor în funcţie de exporturile de bunuri şi servicii și modelul reversibil al dinamicii exporturilor în funcţie de importurile de bunuri şi servicii.

În contextul studiului efectuat au fost elaborate și modele ale seriilor dinamice de indicatori care exprimă proporţia importurilor de bunuri şi servicii în produsul intern brut și respectiv proporţia exporturilor de bunuri şi servicii în produsul intern brut.

Modelele econometrice prezentate prin ecuații de regresie reversibile dovedesc în mod convingător existența unor legături statistice directe care funcționează între produsul intern brut, importurile și exporturile de bunuri și servicii. Aceste legături impun, în consecință, aplicarea unor politici intercorelate ale acțiunilor de comerț exterior cu cele care au ca efect dezvoltarea economică și invers. De asemenea, se justifi că ca proporția importurilor și respectiv a exporturilor de bunuri și servicii în produsul intern brut să se conformeze unei tendințe de apropiere asimptotică de o limită maximă care este dependentă de potențialul sustenabil al creșterii economice a României. Se constată că pe parcursul perioadei analizate se produce o apropiere a celor două proporții ca rezultat al aplicării unor programe economice care au avut ca obiectiv atât propria creștere economică cât și creștere gradului de integrare economică prioritară a României în economia Uniunii Europene dar și în general în economia mondială. Cuvinte cheie: produs intern brut, importurile şi exporturile de bunuri și servicii, model econometric

Page 165: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018164

Introducere

Între indicatorii macroeconomici reprezentaţi prin produsul intern brut, importurile de bunuri şi servicii şi respectiv exporturile de bunuri şi servicii se formează relaţii de interdependenţă atât în formă directă cât şi reversibilă. În cadrul acestor sisteme interdependente de indicatori, produsul intern brut poate fi atât variabilă endogenă cât şi exogenă cu fi ecare din celelalte două, importurile şi respectiv exporturile de bunuri şi servicii. Reversibilitatea este un fenomen natural, justifi cat economic, care poate fi identifi cat și exprimat prin modele de ecuații de regresie unifactoriale reversibile. Starea de reversibilitate a relaţiei de interdependenţă poate funcţiona în următoarele variante: Prin prisma importurilor de bunuri și servicii: - modifi carea valorii importurilor se asociază sau poate fi atribuită modifi cării produsului intern brut; - modifi carea valorii produsului intern brut se asociază sau poate fi atribuită modifi cării importurilor. Prin prisma exporturilor: - modifi carea valorii exporturilor se asociază sau poate fi atribuită modifi cării produsului intern brut; - modifi carea valorii produsului intern brut se asociază sau poate fi atribuită modifi cării exporturilor. În condiţiile creşterii în dinamică atât a produsului intern brut cât şi a importurilor şi exporturilor de bunuri şi servicii se impune ca valoarea exporturilor să o devanseze pe cea a importurilor pentru a rezulta un excedent al balanţei comerciale. Creşterea mai rapidă a importurilor comparativ cu creşterea exporturilor va infl uenţa nefavorabil mărimea şi respectiv dinamica produsului intern brut dar şi un sold negativ al balanţei comerciale. În același cadru al interdependențelor posibile se conturează și modifi cări reversibile ale valorii importurilor cu valoarea exporturile. Modifi carea importurilor de bunuri și servicii poate fi asociată cu modifi carea exporturilor de bunuri și servicii, și invers.

Modelele econometrice care vor da forma legităților statistice dintre variabilele considerate se bazează pe datele de informare statistică prezentate în Tabelul 1.

Page 166: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 165

Dinamica produsului intern brut, a importurilor şi exporturilor

României, din perioada 2008-2016

Tabelul 1

Anuln = 9

Produsul intern brut –

preţurile pieţei(mil. euro)

SER01

Importurile de bunuri

şi servicii – preţuri curente

(mil. euro)SER02

Exporturile de bunuri

şi servicii – preţuri curente

(mil. euro)SER03

Proporţia importurilor de bunuri şi servicii în

PIBSER04

Proporţia exporturilor de bunuri şi servicii în

PIBSER05

Variabila timp(t)

SER06

0 1 2 3 4 5 62008 142.396,3 57.222,5 38.353,9 0,401854 0,269346 12009 120.409,2 40.676,1 32.958,2 0,337816 0,273718 22010 126.746,4 48.774,8 40.941,4 0,384822 0,323018 32011 133.305,9 56.537,9 49.117,5 0,424122 0,368457 42012 133.511,4 56.659,0 50.018,8 0,424376 0,374641 52013 144.253,5 58.457,2 57.338,2 0,405239 0,397482 62014 150.357,5 62.596,5 61.934,8 0,416318 0,411917 72015 160.313,7 66.747,2 65.751,0 0,416354 0,410140 82016 169.578,1 p 71.773,1 p 70.181,9 p 0,423245 0,413862 9Total 1.280.872,0 519.444,3 466.595,7 3,634146 3,242581

Notă: p = previzionat; Sursa datelor: Eurostat

O analiză generală a dinamicii datelor din Tabelul 1. oferă posibilitatea să se constate următoarele creșteri relative medii anuale, calculate cu ajutorul mediei geometrice simple:- Produsul intern brut: +2,208%- Importurile de bunuri şi servicii: +2,873%- Exporturile de bunuri şi servicii: +7,845%- Proporţia importurilor de bunuri şi servicii în produsul intern brut: +0,650%- Proporţia exporturilor de bunuri şi servicii în produsul intern brut: +5,516%

În anii perioadei analizate, 2008 – 2016, se remarcă un curs favorabil al creșterii exporturilor României în comparație cu cel al importurilor. Creșterea importurilor are un parcurs mai încetinit în raport cu creșterea exporturilor. În aceste condiții exporturile devansează importurile cu o medie anuală de +4,833%, (1,07845/1,02873 = 1,04833; 104,833%; +4,833%). Este o devansare pozitivă care conduce de la un an la altul la apropierea nivelurilor absolute ale exporturilor și importurilor astfel că în anul 2016 importurile sunt mai mari decât exporturile cu 2,267% sau cu 1.591,2 mil. euro. O constatare statistică similară este evidențiată de dinamica proporției importurilor comparativ cu dinamica proporției exporturilor, în produsul intern brut. Creșterea medie relativă a proporției exporturilor devansează, anual, creșterea medie relativă a proporției importurilor cu 4,866 puncte procentuale,

Page 167: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018166

(5,516% - 0,650% = 4,866) sau cu 4,835%, (1,05516/1,00650 = 1,04835; 104,835%; +4,835%). În anul 2008 diferența dintre cele două proporții era în favoarea importurilor cu 13,25 puncte procentuale (40,18% - 26,93% = 13,25), în timp ce în anul 2016 este previzionată o diferență de numai 0,93 puncte procentuale (42,32% – 41,39% = 0,93).

Elaborarea modelelor şi calculul indicatorilor de reprezentare

econometrică

Studiul relaţiilor de interdependenţă dintre indicatorii enunţaţi se va derula pe două planuri metodologice, prin elaborarea a 8 modele şi anume: A. Modele unifactoriale exprimate prin perechi de ecuaţii de regresie cu forme reversibile: a) Modele ale produsului intern brut cu importurile de bunuri și servicii: 1- Modelul dinamicii produsului intern brut în funcţie de importurile de bunuri şi servicii; 2- Modelul dinamicii importurilor de bunuri şi servicii în funcţie de produsul intern brut. b) Modele ale produsului intern brut cu exporturile de bunuri și servicii: 3- Modelul dinamicii produsului intern brut în funcţie de exporturile de bunuri şi servicii; 4- Modelul dinamicii exporturilor de bunuri şi servicii în funcţie de produsul intern brut. c) Modele ale importurilor cu exporturile de bunuri și servicii: 5- Modelul dinamicii importurilor în funcţie de exporturile de bunuri şi servicii; 6- Modelul dinamicii exporturilor în funcţie de importurile de bunuri şi servicii.

B. Modele ale seriilor dinamice: 1- Modelul dinamicii proporţiei importurilor de bunuri şi servicii în produsul intern brut; 2- Modelul dinamicii proporţiei exporturilor de bunuri şi servicii în produsul intern brut.

Page 168: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 167

A. Modele unifactoriale exprimate prin perechi de ecuaţii de regresie cu

forme reversibile

1. Modelul dinamicii produsului intern brut în funcţie de

importurile de bunuri şi servicii

Pe baza datelor din Tabelul 1 se construieşte grafi cul dinamicii

produsului intern brut în funcţie de importurile de bunuri şi servicii (Fig. 1.).

Reprezentarea grafi că a interdependenţei dinamicii produsului intern

brut(Ser 01) cu importurile de bunuri şi servicii (Ser 02)

Figure 1

120,000

130,000

140,000

150,000

160,000

170,000

40,000 44,000 48,000 52,000 56,000 60,000 64,000 68,000 72,000 76,000

SER02

SE

R0

1

Notă: Ser 01= y = produsul intern brut (variabila endogenă) Ser 02 = x = importurile de bunuri şi servicii (variabila exogenă)

Reprezentarea grafi că din Fig. 1. este sufi cient de edifi catoare prin

modul de grupare a norului de puncte pentru a elabora un model unifactorial

liniar de forma,

xbay ⋅+=ˆ

în vederea reprezentării valorilor estimate ale variabilei endogene şi

uxbay +⋅+=

pentru a reprezenta valorile reale ale aceleași variabile, în care u este

variabila reziduală.

Page 169: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018168

Forma matematică a modelului dinamicii produsului intern brut în funcţie de importurile de bunuri şi servicii se bazează pe estimarea valorilor parametrilor (coefi cienţilor) din ecuaţia de regresie simplă liniară, prin aplicarea metodei celor mai mici pătrate. Sistemul de ecuaţii rezultat este:

%�������������������������(�

�������FFF

FF/

���

�����

����

�����!

����!

������� � �

� � �

,���������������������������

Ca urmare a rezolvării acestui sistem de ecuații se identifi că modelul:

xy ⋅+= 1,65364546.877,29ˆ

Pentru a aprecia viabilitatea modelului econometric se aplică o

metodologie specifi că de calcul și analiză care oferă un ansamblu de indicatori

derivați, expuşi în Tabelul 2., ca tablou sinoptic general.

Aceste informații se referă la:

- valorile estimate ale coefi cienţilor (parametrilor) ecuației de regresie

care defi nește modelul corelației produsului intern brut cu importurile de

bunuri și servicii;

- validarea statistică a semnifi caţiei coefi cienţilor modelului cu

ajutorul „Criteriului t”;

- mărimea pătratului raportului de corelaţie (coefi cientul de

determinare);

- raportul de corelație ca expresie a intensității corelației;

- validarea semnifi caţiei statistice a raportului de corelaţie cu ajutorul

„Criteriului F”;

- estimaţia erorii medii a ecuaţiei de regresie;

- valoarea coefi cientului statistic Durbin-Watson;

- Coefi cientul de neregularitate (inegalitate) al lui Theil;

- Coefi cientul statistic Jarque-Bera.

La aceste rezultate se adaugă testarea stări de heteroscedasticitate

a reziduurilor prin aplicarea a două metodologii statistice, „Criteriul F” și

„Criteriul 2χ ”.

Page 170: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 169

Tabloul sinoptic al indicatorilor de reprezentare econometrică pentru

modelul dinamicii produsului intern brut în funcție de importurile de

bunuri şi servicii (Model unifactorial liniar)

Tabelul 2 ������������������������������� �������������������������������������������������

/�� �� ������������ ��012% ���3�4�������� ������������456��7������ ��� ��� ���� ���������

8�������������� �� � ��������

4�� ����� �"22*�7�"2%&9�:��������������$ ���� ��������������� �,�

���� �����- �� ��������

�� ��� %�&'(&)')&�*++�",- �

� � � � �#��� � ��$ ��������� �

�#��� � ������

0�� ��$ ������ ���� ���

���� � ������ ��;���� �� ��

4���������������

���� � ��$ ���

�012" ��3�5������ ������������ �� �

���� � ����������������������������������������������<�=� %�&'(&)'� 2�%*+)&(� *�*"%%&*� 2�2222�

#������������������������������������������������������<�=� )&�*++�",� %2�,)%�2)� )�"*)'(&� 2�22(&�

� � � � �#��� � ��������������� ���� � "

���� ��� 2�,%+)&'�

�8�� ����� �� �� ���������� � � � %)"�(%,�%�

#��� � ��������������� ������>������2�,2'&+'�

0�� ��$ �������� ������������

��� �� �� ����������� �

�-�� � %'�*+&�*"�

0�� ��� ������ ����������������$ � ����

������ � �� -�

�� -� �)�*+&�%')�

#� ��� ������ �������������� �� ���?@� @���� "2�2%'"(�

������������� ���������� ���������� �

"-�� �� �%�&&0A2*�

#� ��� ������� �� ����BC����� "2�2',2&�

D���� @�� B���� ;**�2&*')�#� ��� ������� �� ��E�����;F� ���� %,�,"2&'�

�;���� �� �� ++�*%(22�

#��� � ���������� �� ��G��� �;

H������ � !� %�%(*")2�

4����� � �������"3����������

���� � ��$ ������������;���� �� �� 2�2222),�

#��� � ������������������ �����

� ����� ����������� �.B� ����#�� 2�2%'2",�

#��� � ���������� �� ��I��J��;6�����$%&�� 2�&%2(""� 4����� � �������$%&�� 2�+(+22'�

������������������� ������������"'��������������(����� �)����������������*���+�'

� �

Notă: Rezultatele expuse în Tabelul 2. sunt obținute cu ajutorul programului informatic Eviews.

Rezultatele sistematizate în Tabelul 2. susțin, din punct de vedere statistic, faptul că ecuația de regresie a dinamicii produsului intern brut în funcție de importurile de bunuri şi servicii are valoare informațională pentru cunoașterea legității statistice și formarea unei viziuni previzionale.

În ceea ce privește „Coefi cientul statistic Durbin-Watson”, DW = 1,138240, acesta nu se poziționează în intervalul de respingere a ipotezei de neautocorelare a reziduurilor, d2 – (4 – d2) = 1,320 – (4 – 1,320), în baza distribuției Durbin – Watson pentru un prag de semnifi cație de 5% și n = 9, dar se

obține o concluzie favorabilă (neautocorelare) dacă se ia în considerare un prag de

semnifi cație de 1%, d2 – (4 – d2) = 0,998 – (4 – 0,998). Această constatare statistică

atenționează asupra unei stări de indecizie în privința identifi cării fenomenului de

autocorelare a variabilei reziduale aferentă modelului econometric al dinamicii

produsului intern brut în funcție de importurile de bunuri și servicii.

Page 171: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018170

„Coefi cientul statistic Jarque-Bera” (J-B) confi rmă cu o probabilitate de 73,7005% că reziduurile modelului se distribuie asimptotic normal

(conform legii de repartiție normale) și prin aceasta se îndeplinește o condiție

necesară pentru a aprecia că ecuația de regresie are o bună efi ciență practică. Se menționează că statistica Jarque-Bera urmează o lege de repartiție 2χ cu două grade de libertate. În Tabelul 3. sunt listate valorile individuale ale produsului intern brut, reale și estimate calculate pe baza ecuației de regresie liniare, în fi ecare an al perioadei analizate 2008 – 2016. Plaja reziduurilor, prin dispunerea punctelor în grafi c, ne oferă posibilitatea să constatăm că în anii 2009, 2011 și 2012 termenul rezidual este mai mare comparativ cu valoarea estimației erorii medii a ecuației de regresie, 4.876,154

ˆ. ˆ ±=

yyσ mil. euro, dar nu depășește

mărimea erorii limită sau maxim admisă determinată ca produs al factorului de probabilitate (valoarea critică care urmează o lege de repartiție Student pentru un prag de semnifi cație de 5% dispus bilateral și f = 7 grade de libertate) cu

estimaţia erorii medii a ecuaţiei de regresie, astfel:

��������.0;!<9/�...<;!1>2�;�92<�!/EE�+/4�+0<!0

������������� !!1��(

� ��

���������������������������������������������������������������������������

������

Această constatare susține forma liniară a modelului ca viabilă și corect defi nită.

Seria valorilor reale şi estimate ale variabilei endogene, produsul intern

brut în funcţie de importurile de bunuri şi servicii, a reziduurilor şi

plaja reziduurilor

Tabelul 3 ������������������������� �������������������������.������������

������

%'�0.(�)�������

���������5�������������

�6�������7�

M���������(�!�

)����������������5�������������6�����

��7�

M�������������( !E �

-�������

���6������7�

!!� E�� �

)��$�����������

;�1>2!.<;�E�

� E ��!!

!! E�*� E ��0��

!! E��� E� �

/001� �.;/�942!� �.;.�<09!� ����149!9.1� R������������R�S����������R�

/004� �./0�;04!� �..;�.;.!� �2�/21!04� R������������R����������S�R�

/0.0� �./2�>;2!� �./>�<99!� ����*>1>!012� R�����������SR������������R�

/0..� �.99�902!� �.;0�9>.!� *>�02<!00� RS�����������R������������R�

/0./� �.99�<..!� �.;0�<>.!� *>�0<4!><� RS�����������R������������R�

/0.9� �.;;�/<;!� �.;9�<;<!� �����>01!>2/� R������������RS�����������R�

/0.;� �.<0�9<1!� �.<0�940!� �������*9/!.241� R������������S������������R�

/0.<� �.20�9.;!� �.<>�/<9!� �9�020!/<� R������������R����S�������R�

/0.2� �.24�<>1!� �.2<�<2<!� �;�0.9!<4� R������������R������S�����R�

-����� ��������.�/10�1>/!� ����������.�/10�1>/!� ����������0!000� �

Page 172: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 171

Reprezentarea grafi că din Fig. 2 confi rmă viabilitatea modelului și din punct de vedere vizual deoarece linia care reprezintă seria valorilor reale ale dinamicii produsului intern brut din perioada 2008 - 2016 este foarte apropiată de linia valorilor estimate ale aceleași dinamici în funcţie de importurile de bunuri şi servicii, abaterile aparente sunt dovedite statistic ca nesemnifi cative atât prin prisma „Coefi cientului de neregularitate/inegalitate Theil”, (Th = 1,50%), cât și prin prisma expresiei relative a „Estimației erorii medii a ecuației de regresie”, ( 3,43%100)/ˆ(ˆ

ˆ ,ˆ ,=⋅= yV

yyyyσ ).

Prezentarea grafi că a reziduurilor, a nivelurilor reale şi a nivelurilor estimate ale produsului intern brut în funcție de importurile de bunuri

și servicii pe baza modelului unifactorial liniar Figure 2

-8,000

-4,000

0

4,000

8,000

100,000

120,000

140,000

160,000

180,000

2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

Residual Actual Fitted

Notă: Legenda grafi cului este explicitată astfel:Residual = seria valorilor variabilei rezidualeActual = seria valorilor reale ale produsului intern brut din perioada 2008-2016

Fitted = seria valorilor estimate ale produsului intern brut din perioada 2008 - 2016 în funcţie

de importurile de bunuri şi servicii

Page 173: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018172

Tabloul sinoptic al rezultatelor pentru verifi carea ipotezei de heteroscedasticitate a variabilei reziduale (model unifactorial liniar: dinamica

produsului intern brut în funcţie de importurile de bunuri şi servicii)

Tabelul 4�������������� ��

��������������� ����� ����

�����������(�"�)������� �

*�+!*�!,�

-����� ��������������'���.����

"��!�/�� *�,+,0�

����������!� �(�1��2%)�3������

*�*4/0*!4�!

��� ������ � �

*�5/506��

-����� ��������������'���.����

���)73������!��

*�/�,,�

� � � � ������83�������������������.������������������#�������(�

"����������� �������(���

9��������������������� �������

-�������(�!**5�:�!*6/;��<��������������.����������������������(�4�

8���.�����������������#������(� �

� � � � �

���'�����&�������������

���'���������

8�����&������������������

���'�����������

�)����������

-����� ���������

�����'���&����

�������������������������������������������������=�>� 6�!*8?*5� !�//8?*5� *��0!+/,� *�///4�

78*!@!�$��$!���������������������������= >� *�*64506� *�*5��/�� *�!+0*!+� *�5!!*�

78*!(��A� �������������������� ��

������������$��$����������������������������=�>� )!4+��0�/� 40�*�6/6� )*�+*,044� *�,/55�

� � � � �%)�3����������'������������

�����������(�!

$�% ��

*�*4/0*!�

9������ ������������9�����

������������� �������(� � ���

65�4+6!5�

B�C������%)�3����������'������������

�������������C�������

)*�!*�//0�

7D��� �����������

�8�����.�����������������������

�������������� �������(�

�E�� ��!6,/�/+5�

78��'�������������8�����&�������������������������&����������������

��#������(�� E

�� E� ��!+555!04�

BF��F����'������������

����������������'��������

�����������BF��F������

+,�*,/5,��

7����3�������������7���� ����������

��������������������(� � �!E�� �� ��+��!8?60�

7��G�������������������������

����������7��G�����

+,�6�!/!�

H�����F��������

)6/+�5�04�

I�����)J������������

���������������������I�����)

J������

+/�4+0**�

")���������� *�+!*�!,�

D�����)K�����������

����'�������������������D�����)K������(�&��� !�*+�!�5�

-���������������'�$� ���������

�����'���&����� �������")���������� *�,+,0+�� � �

!!!�E� $$ �� �� � �����

Rezultatele prezentate în Tabloul sinoptic al „White Heteroskedasticity Test” (Tabelul 4.) asigură posibilitatea de apreciere statistică că variabila reziduală este homoscedastică, atât în baza „Criteriului F” cât și a „Criteriului

2χ ”. Variabila reziduală are o dispersie constantă respectiv nu se corelează cu variabila exogenă (x = importurile de bunuri și servicii), şi în aceste

Page 174: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 173

condiţii sunt premise statistice de a asigura viabilitatea necesară a modelului

pentru a calcula estimaţii ale produsului intern brut dacă se produc modifi cări

previzibile ale importurilor de bunuri și servicii.

2. Modelul dinamicii importurilor de bunuri şi servicii în funcţie de

produsul intern brut

Pentru a aprecia viabilitatea modelului econometric al dinamicii

importurilor de bunuri şi servicii în funcţie de produsul intern brut se aplică o

metodologie specifi că de calcul și analiză care oferă un ansamblu de indicatori

derivați, expuşi în Tabelul 5., ca tablou sinoptic general.

Tabloul sinoptic al indicatorilor de reprezentare econometrică pentru

modelul dinamicii importurilor de bunuri şi servicii în funcţie de

produsul intern brut (Model unifactorial liniar)

Tabelul 5�

��������������� ������������������������������������������������������������� ����!�

"������������������� �����

#�����������$�����%&'�(�� ����������)�������������*��������+�

���� �����, �� ��������

�� ��� �-../$%/0�% �//-&�, �

� � � � �

1�2������������������

1�2���������

����������������

���������2����������

�0�����������

#��� ����3���������2�����!�

����%���

#������������������������������4�5���� �-../$%/� �-�&�$+&� $-$�%%&$� �-�����

1���������������������������������������4�5� 0�% �//-&�� +���-&//� 0�-6&�6//� �-�.�6�

� � � � �1�2�������������������� �

��� �� �-+%7/&.�

"���������������������

� �.7 7%&-�6�

1�2�������������������

�8������ �-+�.&7.�

�����������������������������

������������������

�,�� � + %+&-6&&�

���������������������������

����������3������ ,

�� ,� � � $�/-/�.�

1������������2���������������� �9:��:��� %$-+�6%6�

����� ��������������������

������ � ��,�� � �.. $/% &6.�

1��������������������;<��=��� %$-+&&+.�

>�3���:��;���� 0$6-%./�7�1������������������?�����0@����� %$-$�$..�

�0���������� 77-$%6���

1�2������������������A�����0

B���������� %-676/%&�

#�������������������3�����

����2�����!���������0����������

�-����/+�

1�2������������3���������

���3������!�������C;����� !�

�-��%6/+�

1�2������������������D��E�0F���

����!� �-��$6$�� #�����������������!� �-++.$%$�

Page 175: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018174

Rezultatele sistematizate în Tabelul 5. susțin, din punct de vedere statistic, faptul că ecuația de regresie are valoare informațională pentru cunoașterea legității statistice și formarea unei viziuni previzionale. În ceea ce privește „Coefi cientul statistic Durbin-Watson”, DW = 1,373416, acesta se poziționează în intervalul de acceptare a ipotezei de neautocorelare a reziduurilor, d2 – (4 – d2) = 1,320 – (4 – 1,320), în baza distribuției Durbin – Watson pentru un prag de semnifi cație de 5% și n = 9. Se menţionează, că starea de neautocorelare a termenilor reziduali are efectul pozitiv de a interpreta în mod corect următorii indicatori statistici: o estimaţia abaterii standard a ecuaţiei de regresie are o valoarea reală şi implicit, coefi cientul de determinare şi respectiv raportul de corelaţie sunt dimensionaţi corect. În aceste condiţii intensitatea interdependenţei dintre variabilele sistemului studiat este de o mărime nedistorsionată; o „Criteriul t” folosit pentru a testa semnifi caţia valorilor estimate ale parametrilor ecuaţiei de regresie este pe deplin concludent. În acest caz valorile t-statistic sunt evaluate în mod corect, fapt ce confi rmă o semnifi caţie, neafectată de erori sistematice, a parametrilor modelului importurilor de bunuri și servicii în funcție de produsul intern brut; Această constatare statistică susține, prin urmare, viabilitatea modelului ca formă matematică a dinamicii importurilor de bunuri și servicii în funcție de produsul intern brut. „Coefi cientul statistic Jarque-Bera” (J-B) confi rmă cu o probabilitate de 99,5818% că reziduurile modelului se distribuie asimptotic normal (conform legii de repartiție normale).

În Tabelul 6. sunt listate valorile individuale ale importurilor de bunuri și servicii, reale și estimate calculate pe baza ecuației de regresie liniare, în fi ecare an al perioadei analizate 2008 – 2016. Plaja reziduurilor, prin dispunerea punctelor în grafi c, ne oferă posibilitatea să constatăm că în anii 2009, 2011 și 2012 termenul rezidual este mai mare comparativ cu valoarea estimației erorii medii a ecuației de regresie, 2.824,425

ˆ. ˆ ±=

yyσ mil. euro, dar

nu depășește mărimea erorii limită sau maxim admisă determinată ca produs al factorului de probabilitate (valoarea critică care urmează o lege de repartiție Student pentru un prag de semnifi cație de 5% dispus bilateral și f = 7 grade de libertate) cu estimaţia erorii medii a ecuaţiei de regresie, astfel:

�������>2<!2>4�2;/<!1/;�/�92<�!/EE�+/4�+0<!0

������������� !!1��(

� ��

��������������������������������������������������������������������������� Această constatare susține forma liniară a modelului ca viabilă și corect defi nită.

Page 176: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 175

Seria valorilor reale şi estimate ale variabilei endogene, importurile de

bunuri şi servicii în funcţie de produsul intern brut, a reziduurilor şi

plaja reziduurilor

Tabelul 6�$����������������� �������������������������������.�����������

�����

%'�0/(�8����������

����������������5�����������6�������7�

M���������(�!�

�8��������������������������5������

�����6�������7�

M�������������(� !E �

-�����

�����

6������7��

!!� E�� �

)��$�����������

/�1/;!;/<�E�

� E ��!!

!! E�*� E ��0��

!! E��� E� �

/001� �<>�///!<� �<>�><1!4� *<92!9<4� R�����������SR������������R�

/004� �;0�2>2!.� �;<�<20!.� *;�11;!0.� RS�����������R������������R�

/0.0� �;1�>>;!1� �;4�0>2!.� *90.!/>;� R�����������SR������������R�

/0..� �<2�<9>!4� �</�>.<!;� �9�1//!</� R������������R��������S���R�

/0./� �<2�2<4!0� �</�1/4!;� �9�1/4!2.� R������������R��������S���R�

/0.9� �<1�;<>!/� �<1�>14!9� *99/!020� R�����������SR������������R�

/0.;� �2/�<42!<� �2/�.><!1� �;/0!2<<� R������������RS�����������R�

/0.<� �22�>;>!/� �2>�244!>� *4</!;1<� R����������S�R������������R�

/0.2� �>.�>>9!.� �>/�194!>� *.�022!20� R���������S��R������������R�

-����� <.4�;;;!9� <.4�;;;!9� ���������0!00� ��

�����

������

������

������

������

�����

�����

������

Reprezentarea grafi că din Fig. 3. confi rmă caracterul viabil al modelului și din punct de vedere vizual deoarece linia care reprezintă seria valorilor reale ale dinamicii importurilor de bunuri și servicii din perioada 2008 - 2016 este foarte apropiată de linia valorilor estimate ale aceleași dinamici în funcţie de produsul intern brut, abaterile aparente sunt dovedite statistic ca nesemnifi cative atât prin prisma „Coefi cientului de neregularitate/inegalitate Theil”, (Th = 2,13%), cât și prin prisma expresiei relative a „Estimației erorii medii a ecuației de regresie”, ( 4,89%100)/ˆ(ˆ

ˆ ,ˆ ,=⋅= yV

yyyyσ ).

Page 177: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018176

Prezentarea grafi că a reziduurilor, a nivelurilor reale şi a nivelurilor estimate a importurilor de bunuri și servicii în funcție de produsul

intern brut pe baza modelului unifactorial liniar

Figura 3

-6,000

-4,000

-2,000

0

2,000

4,000

40,000

50,000

60,000

70,000

80,000

2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

Residual Actual Fitted

Notă: Legenda grafi cului este explicitată astfel:Residual = seria valorilor variabilei rezidualeActual = seria valorilor reale ale importului de bunuri și servicii din perioada 2008-2016

Fitted = seria valorilor estimate a importurilor de bunuri și servicii din perioada 2008 - 2016

în funcţie de produsul intern brut

Page 178: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 177

Tabloul sinoptic al rezultatelor pentru verifi carea ipotezei de heteroscedasticitate a variabilei reziduale (model unifactorial liniar: dinamica importurilor de bunuri şi servicii în funcţie de produsul

intern brut)

Tabelul 7������������ �������$���������������� ��������������

"���� 0��� �����#1� �(2����

� � � � ������������(�"�*� ���� ����

9!2>0/>.�

)����6������������������7�"�

6/!27� 0!04.0�

����������/� �(�?��S�*�K����

0!<<0/;94�/

��� ���� ���� � ;!4</.14�

)����6������������������7��

,C�*%K���6/7��

0!01;.��

� � � � �-���'K�������6-�������������������������7(�

=���������������(���

#������������������������

)�����(�/001�5�/0.2+�M������������������������ ������(�4�

'���������������������(��� �

� � � � �

,�������������������

,����������

'��������������������

�������������

�*����������

)����6��������

����������7�

,����������������������������������������������G�H� 9!<9'@01� /!.1'@01� .!2//>/>� 0!.<<1�

%'�0.T/�3��/���������������������������G�H� 0!0.;.10� 0!0.0;02� .!92/249� 0!//.4�

%'�0.(�

)����������������3�������������G�H�� *;;>>!><;� 90//!.>1� *.!;1.29.� 0!.114�

�*�K����6,������������

������(�/

���� 7�

0!<<0/;9�

#�������������6#����

���������������(� � 7��

2�/0;�2/2!�

��$������*�K����6,����������

����������$�����7��

0!;009/;��

%� ������������6'������������������������������������

������(�

E�� 7�4�09>�..;!�

%�'������������6'�������������

�����������������������

�������(�� E�

�� E 7�2�441�//>!�

�N��N�������������6,����������������������������N��N7��

� 9;!2/.;.�

%����K��������6%����

����������������������(�

�/E�� � 7�/!4;'@.;�

%�CO����������6,������

����������%�CO��7�

9;!21>.<�

L�����N��C���� *.</!>42;�

P�����*Q����������6,������

����������P�����*Q����7� 9;!;>4<;�

"*����������

9!2>0/>.�

����*I�����������

6,�������������������� ����*

I������(��'7�

/!19;044�

)������������6(�3���������

����������7��������"*���������� 0!0404>>� � �

///7E6 ��!!�� ��� ��� �����

Rezultatele prezentate în Tabloul sinoptic al „White Heteroskedasticity Test” (Tabelul 7.) asigură posibilitatea de apreciere statistică că variabila reziduală este homoscedastică, atât în baza „Criteriului F” cât și a „Criteriului

Page 179: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018178

2χ ”. Variabila reziduală are o dispersie constantă, respectiv nu se corelează cu variabila exogenă (x=PIB), şi în aceste condiţii sunt premise statistice de a asigura viabilitatea necesară a modelului pentru a calcula estimaţii ale importurilor de bunuri și servicii dacă se produc modifi cări previzibile ale produsului intern brut.

Situația comparativă a modelelor reversibile referitoare la

interdependența importurilor de bunuri și servicii cu produsul intern

brut

Tabelul 8

Modele reversibileCoefi cientul

de determinare

Estimația erorii medii a ecuației de regresie

Coefi cientul de neregularitate/

inegalitate Theil (%)

Expresia

absolută

Expresia relativă

(%)

Modelul dinamicii produsului

intern brut în funcţie de

importurile de bunuri şi servicii:

xy ⋅+= 1,65364546.877,29ˆ

0,917465 4.876,154 3,43% 1,50%

Modelul dinamicii importurilor

de bunuri şi servicii în funcţie

de produsul intern brut:

xy ⋅+= 0,554814-21.244,62ˆ

0,917465 2.824,425 4,89% 2,13%

Interpretarea rezultatelor şi aprecierea viabilităţii modelelor

unifactoriale exprimate prin ecuaţii de regresie reversibile referitoare

la interdependența importurilor de bunuri și servicii cu produsul intern

brut

Modelele reversibile expuse în Tabelul 8. au următoarele caracteristici: - Forma matematică a celor două modele este de tip liniar și identifi că

o corelație directă între cele două variabile incluse în model.

- Ambele modele au coefi cienți de determinare cu o mărime identică,

respectiv 91,75% din modifi carea produsului intern brut poate fi explicată

de modifi carea importurilor de bunuri și servicii și de asemenea, 91,75% din

modifi carea importurilor de bunuri și servicii poate fi explicată de modifi carea

produsului intern brut. Diferența până la 100% reprezintă infl uența variabilei

reziduale sau infl uența altor variabile neincluse în model. Se menționează că în

baza „Criteriului F” cei doi coefi cienți de determinare și respectiv raporturile

de corelație sunt semnifi cativ diferiți de zero iar modelele sunt atestate ca

viabile, interdependența dintre variabile este reală. De asemenea, mărimea

Page 180: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 179

raportului de corelație ( 957844,0917465,0 ==R ) este în măsură să ateste existența unor corelații foarte puternice. - Estimația erorii medii a ecuației de regresie în expresie relativă are o mărime mai mică de o limită foarte restrictivă de 5% și confi rmă astfel viabilitatea modelelor pentru calcule de previziune. Această apreciere este susținută și de „Coefi cientul de neregularitate/inegalitate al lui Theil”. - Modelul dinamicii produsului intern brut în funcţie de importurile de bunuri şi servicii, prin mărimea coefi cientului regresie („b”) se estimează că la o creștere cu 1 mil. de euro a importurilor de bunuri și servicii, produsul intern brut se majorează cu 1, 653645 mil. euro. - Modelul dinamicii importurilor de bunuri şi servicii în funcţie de produsul intern brut, prin mărimea coefi cientului regresie („b”) se estimează că la o creștere cu 1 mil. de euro a produsului intern brut, importurile de bunuri și servicii sunt mai mari cu 0,554814 mil. euro. - Coefi cienții (parametrii) modelelor sunt atestați din punct de vedere statistic ca semnifi cativ diferiți de zero în baza „Criteriului t” (test cu dispunerea bilaterală a pragului de semnifi cație de 5%, conform legii de repartiție Student). Prin această constatare statistică se conchide că modelele au fost corect specifi cate, identifi cate şi estimate, parametrii ecuaţiilor de regresie prezintă o bună efi cienţă dacă modelele sunt utilizate pentru extrapolare sau la calculul unor prognoze. - Susținerea viabilității modelelor reprezentate prin ecuații de regresie reversibile este asigurată și prin criteriile statistice bazate pe „Coefi cientul statistic Durbin-Watson”, „Coefi cientul statistic Jarque-Bera” precum și pe „White Heteroskedasticity Test”. 3. Modelul dinamicii produsului intern brut în funcţie de exporturile de

bunuri şi servicii

Pe baza datelor din Tabelul 1 se construieşte grafi cul dinamicii produsului intern brut în funcţie de exporturile de bunuri şi servicii (Fig. 4.). Dispunerea punctelor în grafi c oferă posibilitatea vizuală de a opta pentru o ecuație de regresie liniară ˆ xy ba ⋅+= pentru a estima nivelurile produsului intern brut în funcție de exporturile de bunuri și servicii.

Page 181: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018180

Reprezentarea grafi că a interdependenţei dinamicii produsului intern

brut (Ser 01) cu exporturile de bunuri şi servicii (Ser 03)

Figura 4

120,000

130,000

140,000

150,000

160,000

170,000

32,000 36,000 40,000 44,000 48,000 52,000 56,000 60,000 64,000 68,000 72,000

SER03

SE

R0

1

Notă: Ser 01= y = produsul intern brut (variabila endogenă) Ser 03 = x = exporturile de bunuri şi servicii (variabila exogenă)

Forma matematică a modelului dinamicii produsului intern brut în funcţie de exporturile de bunuri şi servicii se bazează pe estimarea valorilor

parametrilor (coefi cienţilor) din ecuaţia de regresie simplă liniară, prin aplicarea metodei celor mai mici pătrate. Sistemul de ecuaţii rezultat este:

�������FFF

FF/

���

�����

����

�����!

����!

������ ���

� � �

Ca urmare a rezolvării acestui sistem de ecuații se identifi că modelul:

xy ⋅+= 1,10155185.210,31ˆ

Pentru a aprecia viabilitatea modelului econometric al dinamicii

produsului intern brut în funcţie de exporturile de bunuri şi servicii se aplică o

metodologie specifi că de calcul și analiză care oferă un ansamblu de indicatori

derivați, expuşi în Tabelul 9., ca tablou sinoptic general.

Page 182: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 181

Tabloul sinoptic al indicatorilor de reprezentare econometrică pentru

modelul dinamicii produsului intern brut în funcţie de exporturile de

bunuri şi servicii (Model unifactorial liniar)

Tabelul 9

��������������� ��������������������������������������������������������� ������

!�����"����������"�� �����

����������#��$���#��%&�'�� ��������(�)��������"����*��������+�

���� �����, �� ��������

�� ��� �-���..�$. #��-/�, �

� � � � �0�1�"���������������

�0�1�"������

�����������������������

"�1�"���������2��������"�

���� ����3�����

����1�"�����

����/�������4�����������������5����(�"���������������������������������������6�7� �-���..�� �-#�8++%� .-#+%��.� �-�����

0�����������������������������������������6�7� $. #��-/�� �� �8.-$#� 8-%+//%/� �-�����

� � � � �0�1�"������������������ #

��� ��� �-$��#8/�

!����(����������������

� ��9# /�+-��

0�1�"������������������:�������-88�89��

�����������������������������

(�����������������

�,�� � �. $8%-$#�

���������������������������"������

���3������ ,

�� ,� � 8 .$.-/+$�

0������������1�������

��������" �;<��<��� #�-$+$+8�

����� ��������������������

������ � �#,�� � �9-�/�=�$�

0����������������"��">?��@��

� #�-+9#$��

A�3���<��>���� 2+#-�9./%�

0����������������"�B�����2

C���� � #�-$�9/+�

�2��������"� #$-�988$�0�1�"��������������"�D�����2E���������� �-$#�$#+�

��������������������3�����

����1�"�������������2��������"�

�-����#$�

0�1�"��������

��3������������3�����������

���F>����� �� �-�#//$%�

0�1�"��������������"�G��H�2�������

��� �-$+$$89� �������������������� �-/$%+.+�

� �

Rezultatele sistematizate în Tabelul 9. susțin, din punct de vedere statistic, faptul că ecuația de regresie are valoare informațională pentru cunoașterea legității statistice și formarea unei viziuni previzionale. În ceea ce privește „Coefi cientul statistic Durbin-Watson”, DW = 0,820829 acesta nu se poziționează în intervalul de acceptare a ipotezei de neautocorelare a reziduurilor, d2 – (4 – d2) = 1,320 – (4 – 1,320), în baza distribuției Durbin – Watson pentru un prag de semnifi cație de 5% și n = 9. Această constatare statistică atenționează asupra unei stări de vulnerabilitate a modelului econometric al produsului intern brut în funcție de exporturile de bunuri și servicii. „Coefi cientul statistic Jarque-Bera” (J-B) confi rmă prin mărimea sa (J-B = 1,898874 ) și a probabilității aferente (P = 38,70%) că reziduurile

Page 183: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018182

modelului nu se distribuie asimptotic normal (conform legii de repartiție normale) și prin aceasta nu se îndeplinește o condiție necesară pentru a aprecia că ecuația de regresie care reprezintă dinamica produsului intern brut în funcție de exporturile de bunuri și servicii are o bună efi ciență practică. În Tabelul 10. sunt listate valorile individuale ale produsului intern brut, reale și estimate calculate pe baza ecuației de regresie liniare, în fi ecare an al perioadei analizate 2008 – 2016. Plaja reziduurilor, prin dispunerea punctelor în grafi c, ne oferă posibilitatea să constatăm că în anul 2008 termenul rezidual este mai mare comparativ cu valoarea estimației erorii medii a ecuației de regresie, 7.585,398

ˆ. ˆ ±=

yyσ mil. euro, dar nu depășește

mărimea erorii limită sau maxim admisă determinată ca produs al factorului de probabilitate (valoarea critică care urmează o lege de repartiție Student pentru un prag de semnifi cație de 5% dispus bilateral și f = 7 grade de libertate) cu estimaţia erorii medii a ecuaţiei de regresie, astfel: ��� ���� �9%%-+/+ �8/+$-.$. 8�/%.�-#,

,�&#+�&�.-�������

����� ������ � ��

;"��� �"������������)���1����������� ������������"��(����� �5��"��"���1���� � Această constatare susține forma liniară a modelului ca viabilă și corect defi nită.

Seria valorilor reale şi estimate ale variabilei endogene, produsul intern

brut în funcţie de exporturile de bunuri şi servicii, a reziduurilor şi plaja

reziduurilor

Tabelul 10������������������������� �������������������������.������������

�����

%'�0.(�)�������

����������5�������������

6�������7�

M���������(�!�

)����������������5�������������6�����

��7�

M�������������(� !E �

-�������

���

6������7��

!!� E�� �

)��$�����������

>�<1<!941�E�

� E ��!!

!! E�*� E ��0��

!! E��� E� �

/001� �.;/�942!� �./>�;<4!� �.;�49>!/� R������������R�����������SR�

/004� �./0�;04!� �./.�<.<!� *.�.02!/>� R�����������SR������������R�

/0.0� �./2�>;2!� �.90�904!� *9�<2/!4>� R���������S��R������������R�

/0..� �.99�902!� �.94�9.2!� *2�004!1>� R�������S����R������������R�

/0./� �.99�<..!� �.;0�904!� *2�>4>!/0� R�������S����R������������R�

/0.9� �.;;�/<;!� �.;1�9>.!� *;�..>!>4� R���������S��R������������R�

/0.;� �.<0�9<1!� �.<9�;9<!� *9�0>>!.1� R����������S�R������������R�

/0.<� �.20�9.;!� �.<>�291!� �/�2><!/1� R������������R�S����������R�

/0.2� �.24�<>1!� �.2/�<.4!� �>�0<1!1.� R������������R�����S������R�

-����� ������.�/10�1>/!� ����������.�/10�1>/!� ��������0!00� �

�������

�������

�������

�������

������

������

Reprezentarea grafi că din Fig. 5. confi rmă viabilitatea modelului și din punct de vedere vizual deoarece linia care reprezintă seria valorilor

Page 184: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 183

reale ale dinamicii produsului intern brut din perioada 2008 - 2016 este

foarte apropiată de linia valorilor estimate ale aceleași dinamici în funcţie de

exporturile de bunuri şi servicii, abaterile aparente sunt dovedite statistic ca nesemnifi cative atât prin prisma „Coefi cientului de neregularitate/inegalitate Theil”, (Th = 2,34%), cât și prin prisma expresiei relative a „Estimației erorii medii a ecuației de regresie”, ( .100)/ˆ(ˆ 5,33%

ˆ ,ˆ ,=⋅= yV

yyyyσ ).

Prezentarea grafi că a reziduurilor, a nivelurilor reale şi a nivelurilor estimate ale produsului intern brut în funcție de exporturile de bunuri și

servicii pe baza modelului unifactorial liniarFigura 5

-8,000

-4,000

0

4,000

8,000

12,000

16,000 120,000

130,000

140,000

150,000

160,000

170,000

2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

Residual Actual Fitted

Notă: Legenda grafi cului este explicitată astfel:Residual = seria valorilor variabilei rezidualeActual = seria valorilor reale ale produsului intern brut din perioada 2008-2016

Fitted = seria valorilor estimate ale produsului intern brut din perioada 2008 - 2016 în funcţie

de exporturile de bunuri şi servicii

Page 185: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018184

Tabloul sinoptic al rezultatelor pentru verifi carea ipotezei de heteroscedasticitate a variabilei reziduale (model unifactorial liniar: dinamica

produsului intern brut în funcţie de exporturile de bunuri şi servicii)

Tabelul 11������������ ��������

"���� 0��� �����#1� �(2����

� � � � ������������(�"�*� ���� ����

0!90;0./�

)����6������������������7�

"�6/!27� 0!>;12�

����������/� �(�?��S�*�K����

0!04/0.94�/

��� ���� ���� � 0!1/1..2�

)����6������������������7�

,C�*%K���6/7� 0!22.0�

� � � � �-���'K�������6-�������������������������7(�

=���������������(���

#������������������������

)�����(�/001�5�/0.2+��M������������������������ ������(�4�

'���������������������(��� �

� � � � �

,��������������������

,�����������

'�������������

��������������������

�*�����������

)����6������������������7�

,�������������������������������G�H� .!>.'@01� <!/2'@01� 0!9/;;21� 0!><22�

%'�09T/�3��/������������������G�H� 0!0.2202� 0!/0921<� 0!01.</4� 0!49>>�

%'�09(�'�������������������

�������3������������������������G�H� *9�99;!9;9� /.�.<.!40� *0!.<>291� 0!1>44�

� � � � ��*�K����6,������������

������(�/

���� 7�

0!04/0.9�

#�������������6#����

���������������(� � 7��

;;�><.�412�

��$������*�K����6,�������������������

�$�����7�

*0!/.02;4�

%� ������������6'���������

���������������������������

������(�

E�� 7�24�.2<�/<<�

%�'������������6'��������������������������������

�����������(�� E�

�� E 7�>2�.0/�.4<�

�N��N�������������

6,����������������

������������N��N7����

94!94;/<��

%����K��������6%����

����������������������(�

�/E�� � 7�9!;>'@.2�

%�CO����������6,������

����������%�CO��7�

94!;2000�

L�����N��C�����

*.>;!/>;.��

P�����*Q����������

6,����������������P�����*Q����7�

94!/</91��

"*����������

0!90;0./�

����*I�����������

6,�������������������� ����*

I������(��'7�

.!>./292�

)������������6(�3���������

����������7��������"*���������� 0!>;1<1.� � �

����������������

///7E6 ��!!�� ��� ��� �����

Rezultatele prezentate în Tabloul sinoptic al „White Heteroskedasticity Test” (Tabelul 11.) asigură posibilitatea de apreciere statistică că variabila reziduală este homoscedastică, atât în baza „Criteriului F” cât și a „Criteriului

Page 186: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 185

2χ ”. Variabila reziduală are o dispersie constantă respectiv nu se corelează cu variabila exogenă (x = exporturile de bunuri și servicii), şi în aceste

condiţii sunt premise statistice de a asigura viabilitatea necesară a modelului pentru a calcula estimaţii ale produsului intern brut dacă se produc modifi cări previzibile ale exporturilor de bunuri și servicii.

4. Modelul dinamicii exporturilor de bunuri şi servicii în funcţie de

produsul intern brut

Pentru a aprecia viabilitatea modelului econometric al dinamicii exporturilor de bunuri şi servicii în funcţie de produsul intern brut se aplică o metodologie specifi că de calcul și analiză care oferă un ansamblu de indicatori

derivați, expuşi în Tabelul 12., ca tablou sinoptic general.

Tabloul sinoptic al indicatorilor de reprezentare econometrică pentru

modelul dinamicii exporturile de bunuri şi servicii în funcţie de

produsul intern brut (Model unifactorial liniar)

Tabelul 12��������������������� �������$���������������� ��������������&����������������������

=���������������(�%'�09(�!�3�'��������������������������5�����������6�������7�

#������������������������

)�����(�/001�5�/0.2+�M������������������������ ������(�4�

���� �����E �! ��������� �! ��� 0!>/2;42*<.�<<0!/4E

��������������������������

� � � � �

,��������������������

,�����������

'�������������

��������������������

�*�����������

)����6������������������7�

%'�0.(���3�)���������������������������

G�H� 0!>/2;42� 0!.9>.>1� <!/420.<� 0!00..�

,��������������������������������������G�H� *<.�<<0!/4� .4290!>/� */!2/200.� 0!09;.�

� � � � �,������������������(� /

��!� �� 0!100/>9�

�#�������������������(� ! � <.�1;9!4>�

,��������������������$������0!>>.>;0�

'��������������������������

����������������(!

E�� � ./�149!>.�

'������������������������������

�����(!! E�

�� E � 2�.20!.24�

,���������������������������

�N��N��� /0!;1/>9�

%������������������������

��(� �/E!! � �/!22'@01�

,����������������%�CO����

� /0!</2<<�

L�����N��C���� *40!.>//>� ,����������������P�����*Q����� /0!911.<�

"*���������� /1!0;>>1�

,���������� ���������� ����*

I������(��'� 0!<>;4>2�

)������������6(�3���������

����������7��������"*����������

0!00../1�

,����������������������

6���������7�������-C���6#)7�

0!0<..;<�

,��������������������J�K�*:��

6*+,7� ;!9;>>41� )������������6*+,7� 0!..9>99�

� �

Page 187: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018186

Rezultatele sistematizate în Tabelul 12. susțin, din punct de vedere statistic, faptul că ecuația de regresie are valoare informațională. În ceea ce privește „Coefi cientul statistic Durbin-Watson”, DW = 0,574976 acesta nu se poziționează în intervalul de acceptare a ipotezei de neautocorelare a reziduurilor, d2 – (4 – d2) = 1,320 – (4 – 1,320), în baza distribuției Durbin – Watson pentru un prag de semnifi cație de 5% și n = 9. Această constatare statistică atenționează asupra unei stări de vulnerabilitate a modelului econometric al dinamicii exporturilor de bunuri şi servicii în funcţie de produsul intern brut.

„Coefi cientul statistic Jarque-Bera” (J-B) confi rmă prin mărimea sa (J-B = 4,347798) și a probabilității aferente (P = 11,37%) că reziduurile

modelului nu se distribuie asimptotic normal (conform legii de repartiție normale) și prin aceasta nu se îndeplinește o condiție necesară pentru a aprecia că ecuația de regresie care reprezintă dinamica exporturilor de bunuri și servicii în funcție de produsului intern brut are o bună efi ciență practică. În Tabelul 13. sunt listate valorile individuale ale exporturilor de bunuri și servicii, reale și estimate calculate pe baza ecuației de regresie liniare, în fi ecare an al perioadei analizate 2008 – 2016. Plaja reziduurilor, prin dispunerea punctelor în grafi c, ne oferă posibilitatea să constatăm că în anul 2008 termenul rezidual este mai mare comparativ cu valoarea estimației erorii medii a ecuației de regresie, 6.160,169

ˆ. ˆ ±=

yyσ mil. euro, dar nu depășește

mărimea erorii limită sau maxim admisă determinată ca produs al factorului de probabilitate (valoarea critică care urmează o lege de repartiție Student pentru un prag de semnifi cație de 5% dispus bilateral și f = 7 grade de libertate) cu estimaţia erorii medii a ecuaţiei de regresie, astfel:

��������100!<21�.;.24!.20�2�92<�!/EE�+/4�+0<!0

������������� !!1��(

� ��

���������������������������������������������������������������������������

�������

�������

������

������

������

�����

�����

������

.

Această constatare susține forma liniară a modelului ca viabilă și corect defi nită.

Page 188: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 187

Seria valorilor reale şi estimate ale variabilei endogene, exporturile de

bunuri şi servicii în funcţie de produsul intern brut, a reziduurilor şi

plaja reziduurilor

Tabelul 13�$����������������� �������������������������������.�����������

�����

%'�09(�'��������

������������������5�

����������

�6�������7��

M���������(�!�

'����������������

����������5������

������6�������7�

M�������������(� !E �

-�������

���

6������7�

!!� E�� �

)��$�����������

2�.20!.24�E�

� E ��!!

!! E�*� E ��0��

!! E��� E� �

/001� �91�9<9!4� �<.�400!0� *.9�<;2!.� RS�����������R������������R�

/004� �9/�4<1!/� �9<�4/2!<� */�421!9.� R���������S��R������������R�

/0.0� �;0�4;.!;� �;0�<90!<� �;.0!4;<� R������������S������������R�

/0..� �;4�..>!<� �;<�/4<!4� �9�1/.!<4� R������������R��S���������R�

/0./� �<0�0.1!1� �;<�;;<!/� �;�<>9!20� R������������R���S��������R�

/0.9� �<>�991!/� �<9�/;4!9� �;�011!4.� R������������R���S��������R�

/0.;� �2.�49;!1� �<>�219!1� �;�/<0!41� R������������R���S��������R�

/0.<� �2<�><.!0� �2;�4.>!0� �19;!091� R������������RS�����������R�

/0.2� �>0�.1.!4� �>.�2;>!<� *.�;2<!2.� R�����������SR������������R�

-����� ;22�<4<!>� ;22�<4<!>� ���������0!00� ��

�������

�������

������

������

������

�����

�����

������

Reprezentarea grafi că din Fig. 6. confi rmă caracterul viabil al modelului și din punct de vedere vizual deoarece linia care reprezintă seria valorilor reale ale dinamicii exporturilor de bunuri și servicii din perioada 2008 - 2016 este foarte apropiată de linia valorilor estimate ale aceleași dinamici calculate în funcţie de produsul intern brut pe baza ecuației de regresie liniară, abaterile aparente sunt apreciate statistic ca nesemnifi cative (la limită), atât prin prisma „Coefi cientului de neregularitate/inegalitate Theil”, (Th = 5,11%), cât și prin prisma expresiei relative a „Estimației erorii medii a ecuației de regresie”, ( .100)/ˆ(ˆ 11,88%

ˆ ,ˆ ,=⋅= yV

yyyyσ ).

Page 189: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018188

Prezentarea grafi că a reziduurilor, a nivelurilor reale şi a nivelurilor estimate ale exporturilor de bunuri și servicii în funcție de produsul

intern brut, pe baza modelului unifactorial liniar

Figura 6

-15,000

-10,000

-5,000

0

5,000

10,000

30,000

40,000

50,000

60,000

70,000

80,000

2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

Residual Actual Fitted

Notă: Legenda grafi cului este explicitată astfel:Residual = seria valorilor variabilei rezidualeActual = seria valorilor reale ale exporturilor de bunuri și servicii din perioada 2008-2016

Fitted = seria valorilor estimate ale exporturilor de bunuri și servicii din perioada 2008 - 2016

în funcţie de produsul intern brut

Page 190: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 189

Tabloul sinoptic al rezultatelor pentru verifi carea ipotezei de heteroscedasticitate a variabilei reziduale (model unifactorial liniar: dinamica exporturilor de bunuri şi servicii în funcţie de produsului

intern brut)

Tabelul 14������������ �������$����������������� �����������������

"���� 0��� �����#1� �(2����

� � � � ������������(�"�*� ���� ����

0!241114�

)����6������������������7�

"�6/!27� 0!<99<�

����������/� �(�?��S�*�K����

0!.114;24�/

��� ���� ���� � .!>00<./�)����6������������������7�,C�*%K���6/7� 0!;/>9�

� � � � �-���'K�������6-�������������������������7(�

=���������������(���

#������������������������

)�����(�/001�5�/0.2+��M������������������������ ������(�4�

'���������������������(��� �

� � � � �

,��������������������

,�����������

'��������������������

��������������*����������

)����6��������

����������7�

,��������������������������������������������G�H� */!.2'@04� .!11'@04� *.!.;><<9� 0!/4;1�

%'�0.T/�3��/������������������������G�H� *0!.02///� 0!040..<� *.!.>1>;0� 0!/19.�

%'�0.(�

)����������������3����������G�H�������������9021<!;<� /2.>.!1>� ��.!.>/;<4� 0!/1<<�

�*�K����6,������������

������(�/

���� 7�

0!.114;2��

#�������������6#����

���������������(� � 7��

/4�<.;�1<4��

��$������*�K����6,��������������������$�����7�

*0!01.;02�

%� ������������6'���������

���������������������������

������(�

E�� 7�<1�/>1�<09�

%�'������������6'�������������

�����������������������

�������(�� E�

�� E 7�20�20;�.41�

�N��N�������������6,������

���������������������

�N��N7���

91!49119�

%����K��������6%��������������

������������(� �/E�� � 7�/!/0'@.2�

%�CO����������6,������

����������%�CO��7��

94!00;<>��

L�����N��C����

*.>/!//;>�

P�����*Q����������

6,����������������P�����*

Q����7�

91!>4242�

"*����������

0!241114�

����*I�����������

6,�������������������� ����*

I������(��'7�

0!>;22.9�

)������������6(�3���������

����������7��������"*���������� 0!<99<.4� � �

///7E6 ��!!�� ��� ��� �����

Rezultatele prezentate în Tabloul sinoptic al „White Heteroskedasticity Test” (Tabelul 14.) asigură posibilitatea de apreciere statistică că variabila

Page 191: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018190

reziduală este homoscedastică, atât în baza „Criteriului F” cât și a „Criteriului 2χ ”. Variabila reziduală are o dispersie constantă, respectiv nu se corelează

cu variabila exogenă (x = PIB), şi în aceste condiţii sunt premise statistice

de a asigura viabilitatea necesară a modelului pentru a calcula estimaţii ale

exporturilor de bunuri și servicii dacă se produc modifi cări previzibile ale

produsului intern brut.

Situația comparativă a modelelor reversibile referitoare la interdependența

exporturilor de bunuri și servicii cu produsul intern brut

Tabelul 15

Modele reversibile

Coefi cientul

de

determinare

Estimația erorii medii

a ecuației de regresie Coefi cientul de

neregularitate/

inegalitate

Theil (%)Expresia

absolută

Expresia

relativă

(%)

Modelul dinamicii produsului

intern brut în funcţie de

exporturile de bunuri şi servicii:

xy ⋅+= 1,10155185.210,31ˆ

0,800273 7.585,398 5,33% 2,34%

Modelul dinamicii exporturilor

de bunuri şi servicii în funcţie

de produsul intern brut:

xy ⋅+= 0,726496-51550,29ˆ

0,800273 6.160,169 11,88% 5,11%

Interpretarea rezultatelor şi aprecierea viabilităţii modelelor

unifactoriale exprimate prin ecuaţii de regresie reversibile referitoare

la interdependența exporturilor de bunuri și servicii cu produsul intern

brut

Modelele reversibile expuse în Tabelul 15. au următoarele

caracteristici:

- Forma matematică a celor două modele este de tip liniar și identifi că

o corelație directă între cele două variabile incluse în model.

- Ambele modele au coefi cienți de determinare cu o mărime identică,

respectiv 80,03% din modifi carea produsului intern brut poate fi explicată

de modifi carea exporturilor de bunuri și servicii și de asemenea, 80,03% din

modifi carea exporturilor de bunuri și servicii poate fi explicată de modifi carea

produsului intern brut. Diferența până la 100% reprezintă infl uența variabilei

reziduale sau infl uența altor variabile neincluse în model. Se menționează

că în baza „Criteriului F” cei doi coefi cienți de determinare și respectiv

raporturile de corelație sunt semnifi cativ diferite de zero iar modelele sunt

atestate ca viabile, interdependența dintre variabile este reală. De asemenea, se

Page 192: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Revista Română de Statistică - Supliment nr. 11 / 2018 191

menționează că mărimea raportului de corelație ( 894580,0800273,0 ==R )

este în măsură să ateste existența unor corelații foarte puternice.

- Estimația erorii medii a ecuației de regresie în expresie relativă

are o mărime de 5,33% pentru dinamica produsului intern brut în funcţie

de exporturile de bunuri şi servicii și confi rmă astfel viabilitatea modelului

pentru calcule de previziune și respectiv 11,88% pentru modelul dinamicii

exporturilor de bunuri şi servicii în funcţie de produsul intern brut, o mărime

care induce o atitudine rezervată cu privire la viabilitatea modelului.

O informație similare este transmisă și de „Coefi cientul de

neregularitate/inegalitate al lui Theil” care are ca limită maximă de apreciere

comparativă 5%.

- Modelul dinamicii produsului intern brut în funcţie de exporturile

de bunuri şi servicii, prin mărimea coefi cientului regresie („b”) se estimează

că la o creștere cu 1 mil. de euro a exporturilor de bunuri și servicii, produsul

intern brut se majorează cu 1,101551 mil. euro.

- Modelul dinamicii exporturilor de bunuri şi servicii în funcţie de

produsul intern brut, prin mărimea coefi cientului regresie („b”) se estimează

că la o creștere cu 1 mil. de euro a produsului intern brut, exporturile de bunuri

și servicii sunt mai mari cu 0,726496 mil. euro.

- Coefi cienții (parametrii) modelelor sunt atestați din punct de

vedere statistic ca semnifi cativ diferiți de zero în baza „Criteriului t” (test

cu dispunerea bilaterală a pragului de semnifi cație de 5%, conform legii de

repartiție Student). Prin această constatare statistică se conchide că modelele au

fost corect specifi cate, identifi cate şi estimate, parametrii ecuaţiilor de regresie

prezintă o bună efi cienţă dacă modelele sunt utilizate pentru extrapolare sau la

calculul unor prognoze.

- Susținerea viabilității modelelor reprezentate prin ecuații de regresie

reversibile este asigurată și de „White Heteroskedasticity Test”, în timp

ce criteriile statistice bazate pe „Coefi cientul statistic Durbin-Watson” și

„Coefi cientul statistic Jarque-Bera” aduc în discuție unele vulnerabilități.

Bibliografi e selectivă [1]. Andrei, T.; Bourbonais, R. (2008) – „Econometrie”, Editura Economică,

Bucureşti

[2]. Anghel, M.G. (2014) – „Econometric Model Applied in the Analysis of the

Correlation between Some of the Macroeconomic Variables”, Romanian

Statistical Review – Supplement/Nr. 1/2014, pp. 88–94

[3]. Anghelache, C., Anghel, M.G., Manole, A. (2015) – “Modelare economică,

fi nanciar-bancarăşi informatică”, Editura Artifex, Bucureşti

Page 193: Romanian Statistical Review Supplement nr. 11 / 2018insse.ro/cms/sites/default/files/field/publicatii/... · fost tratată de Garin, Lester and Sims (2016). Chamberlin (2011) a investigat

Romanian Statistical Review - Supplement nr. 11 / 2018192

[4] Burghelea, Cristina, (2014) -„Macroeconomie”, Editura Transerval, București

[5] Mihăilescu, N. (2014) - „Statistică şi Bazele statistice ale econometriei”, Editura

Transversal, București.

[6]. Pagliacci, M.; Anghelache G.V.; Pocan I.M.; Marinescu R.T.; Manole A. (2011)

– “Multiple Regression – Method of Financial Performance Evaluation”, ART

ECO – Review of Economic Studies and Research, Editura Artifex, Vol. 2/

No.4/2011

[7]. Stancu, S., Andrei, T., Iacob, A.I., Tusa, E., (2008) - „Introducere in econometrie

utilizand Eviews”, Editura Economica, Bucureşti

(Partea a doua a acestui articol va fi publicată în numărul 12/2018)


Recommended