dizertatia romana

8/6/2019 dizertatia romana

1/53

LUCRARE DE DIZERTAIE

Cererea de bani n Romnia

Student: DUMITRU IONU

Conductortiinific: prof. univ. dr. MOIS ALTR

ACADEMIA DE STUDII ECONOMICE BUCURETICOALA DOCTORAL DE FINANE BNCI

BUCURETI, IUNIE 2002


2/53

2

ABSTRACT

Gsirea unei relaii stabile pentru cererea de bani este considerat esenial pentru

formularea i conducerea unei politici monetare eficiente. n acest sens s-au fcut eforturi

considerabile n literatura empiric, att pentru rile dezvoltate ct i pentru cele n curs de

dezvoltare, pentru a determina factorii care afecteaz cererea de bani pe termen lung i

stabilitatea acesteia pentru diverse agregate monetare.

Lucrarea modeleaz relaia empiric dintre masa monetar n sens larg, producie, rate

ale dobnzii, inflaie i curs de schimb n Romnia i testeaz stabilitatea acestei relaii, n

special n contextul reformelor financiare i dereglementrii pe pieele financiare. Cererea de

bani n Romnia s-a dovedit a fi stabil n perioada 1996-2002 n pofida unui accentuat proces

de liberalizare financiar. Analiza sugereaz de asemenea c, pe termen lung, inflaia dinRomnia este slab exogen pentru cererea de bani, ceea ce nseamn c inflaia nu este un

fenomen monetar.


3/53

3

CUPRINS

1. INTRODUCERE.................................................................................................................. 52. ROLUL BANILOR N MECANISMUL DE TRANSMISIE A POLITICIIMONETARE ............................................................................................................................ 63. ABORDRI TEORETICE PENTRU ANALIZA CERERII DE BANI......................... 63.1 Teoria cantitativ ............................................................................................................... 63.2 Teoria Keynesist ............................................................................................................... 73.2 Teoria neo-Keynesist........................................................................................................ 83.3 Teoria post-Keynesist ...................................................................................................... 93.4 Abordarea monetarist modern ................................................................................... 114. ESTIMRI ALE CERERII DE BANI PENTRU EUROPA DE EST .......................... 125. CEREREA DE BANI N ROMNIA .............................................................................. 135.1 Background....................................................................................................................... 135.2 Modelarea cererii de bani (M2) n Romnia ................................................................. 165.3 Rezultatele estimrilor..................................................................................................... 225.3.1 Comentarii asupra coeficienilor ................................................................................. 255.3.2 Teste de exogenitate slab ............................................................................................ 275.3.3 Stabilitatea parametrilor pentru echilibrul pe termen lung ..................................... 30

5.3.4 Error correction model (ECM) pe termen scurt........................................................ 335.3.5 Capacitatea de previziune ............................................................................................ 375.4 Un model al spaiului strilor (state space) pentru cererea de bani n Romnia....... 396. CONCLUZII....................................................................................................................... 42BIBLIOGRAFIE.................................................................................................................... 44APPENDIX I .......................................................................................................................... 47APPENDIX II ......................................................................................................................... 50APPENDIX III ....................................................................................................................... 52

TABELE

Tabel 1 Serii de timp utilizate .................................................................................................. 21Tabel 2 Rezultatele testelor de staionaritate pentru seriile utilizate........................................ 22Tabel 3 Relaia de cointegrare pe termen lung (date ajustate sezonier) .................................. 24Tabel 4 Teste de exogenitate slab .......................................................................................... 24Tabel 5 Teste cumulate de exogenitate slab ........................................................................... 28


4/53

4

Tabel 6 Relaia de cointegrare pe termen lung (date neajustate sezonier) ............................... 29Tabel 7 Model de corecie a erorilor (ECM) restricionat (parsimonious) - model I............... 34

FIGURI

Figura 1 Evoluia masei monetare i a inflaiei n perioada 1996-2002 .................................. 15Figura 2 Viteza de rotaie a banilori inflaia.......................................................................... 15Figura 3 Evoluia ratei dobnzii bancare pasive (DP), a ratei dobnzii la titluri de stat (DTS) i

a inflaiei (P)..................................................................................................................... 16Figura 4 Ponderea M2 n valut (depozite n valut ale rezidenilor) n total M2................... 18Figura 5 Capitalizarea bursier n M2 (%);.............................................................................. 18Figura 6 Ponderea creditului guvernamental n M2................................................................. 18Figura 7 Cursul de schimb, deprecierea i ratele de dobnd .................................................. 27Figura 8 Relaia de cointegrare nerestricionat (utilizat ca error correction term n modelul

dynamic)........................................................................................................................... 30Figura 9 Grafice diagnostic recursive pentru ECM nerestricionat model I ............................ 31Figura 10 Grafice diagnostic recursive pentru ECM nerestricionat model II......................... 31Figura 11 Grafice diagnostic recursive pentru ECM nerestricionat model III ....................... 31Figura 12 Graficele pentru coeficienii recursivi pentru ECM pe termen scurt nerestricionat

pentru modelul I ............................................................................................................... 32Figura 13 Test de normalitate a reziduului pentru ECM restricionat (parsimonious) model I

.......................................................................................................................................... 35Figura 14 Test de normalitate a reziduului pentru ECM nerestricionat model I ................. 35Figura 15 Grafice diagnostic recursive pentru ECM restricionat (parsimonious) model I..... 36Figura 16 Graficele pentru coeficienii recursivi pentru ECM pe termen scurt restricionat

(parsimonious) pentru modelul I...................................................................................... 36Figura 17 M2 actual vs. fitted model I..................................................................................... 37Figura 18 M2 actual vs. fitted model II.................................................................................. 38Figura 19 M2 actual vs. fitted model III .................................................................................. 38Figura 20 M2 actual vs. fitted model ECM parsimonious ....................................................... 38Figura 21 Reziduul din estimarea cu filtru Kalman................................................................. 40Figura 22 Elasticitatea cererii de bani funcie de rata dobnzii pasive.................................... 41


5/53

5

1. INTRODUCERE

Modelarea cererii de bani a devenit un centru de interes pentru macroeconometrie nc

din anii 1970. Acest lucru nu este surprinztor innd cont de importana sa pentru politica

monetari rolul su n economiile moderne.

Cererea de bani reprezint unul dintre cele mai importante componente ale

mecanismului de transmisie a politicii monetare ntr-o economie de pia. O funcie a cererii

de bani stabil este o condiie pentru conducerea eficient a politicii monetare pentru c

permite ca la o modificare a ofertei de bani s se poat anticipa cu precizie ridicat influena

asupra produciei, ratelor de dobndi n final asupra preurilor. Analiza cererii de bani joac

un rol important n luarea deciziilor pentru orice banc central inclusiv Banca Central

European care a realizat studii intense legate de cererea de bani.

Analiza cererii de bani este complicat de dezvoltarea produselor financiare cum ar fi

derivativele, modificrile aprute n sistemele de pli, dezvoltarea instituiilor financiare

nonbancare, crizele financiare precum i de ali factori.Scopul acestei lucrri este acela de a scoate n eviden evoluiile n cererea de bani n

Romnia n perioada 1996-20021i factorii ei determinani.

n prima parte a lucrrii sunt subliniate pe scurt unele fundamente teoretice pentru

cererea de bani. Partea a doua include o descriere metodologic a analizei cererii de bani n

Romnia i tratarea econometric a problemei. Analiza este bazat pe procedura Johansen de

cointegrare. Apoi este estimat un model de variaie n timp a parametrilor utiliznd filtre

Kalman. n ultimul rnd, a treia parte conine unele concluzii ale analizei.

1 Studiul nu include o analiz nainte de 1996 datorit evoluiilor monetare i economice neregulate nainte deaceast dat.


6/53

6

2. ROLUL BANILOR N MECANISMUL DE TRANSMISIE APOLITICII MONETARE

Cererea de bani reflect dorina firmelor, menajelor, indivizilor i a altor entiti

economice de a deine bani. n termeni nominali, ea indic atractivitatea unei anumite sume

de bani; n termeni reali arat ct de atractiv este deinerea unei sume de bani vis-a-vis de

cantitatea de bunuri i servicii care se poate achiziiona cu banii respectivi.

Dei legat de necesitatea analizei cererii de bani nu exist controverse fundamentale,

opiniile legate de impactul ei specific asupra economiei difer n funciile de bazele teoretice

luate n calcul. Astfel, legat de viziunea pe termen lung exist cteva abordri de baz:

abordarea keynesist, care accentueaz importana cererii de bani n economie i motivaiiledeinerii de bani i abordarea monetarist, care subliniaz efectele puternice ale politicii

monetare asupra activitii economice. n prezent, aceste dou abordri reprezint concepte

teoretice alternative bazate pe puncte de vedere metodologice diferite.

3. ABORDRI TEORETICE PENTRU ANALIZA CERERII DEBANI

3.1 Teoria cantitativ

Conform cu economia clasic, toate pieele sunt n echilibru i exist ntotdeauna

ocupare deplin a forei de munc. Rolul banilor ntr-o astfel de economie este simplu: ei

servesc ca numerar, adic, ca un bun care este utilizat pentru exprimarea preurilori valorii,

dar a crui valoare proprie rmne neafectat de acest rol (Sriram,1998). De asemenea, ei

faciliteaz schimbul bunurilor. Banii sunt neutrali, neavnd nici o influen asupra

economiei reale.

Teoria cantitativ subliniaz relaia direct i proporional dintre bani i nivelul

preurilor. Aceast relaie a fost dezvoltat n abordarea clasic a echilibrului de dou curente

alternative dar echivalente:


7/53

7

1. Ecuaia schimbului asociatcu ecuaia lui Irving Fischer:

PTV = (1)

unde M este cantitatea de bani n circulaie, V este viteza tranzacional de circulaie a

banilor, T este volumul tranzaciilori P este nivelul preurilor. Banii sunt deinui numai

pentru a facilita tranzaciile i nu au utilitate intrinsec.

2. Abordarea Cambridge sau abordarea cash balance asociat cu economitii de la

universitatea Cambridge, n special A.C. Pigou. Aceast paradigm alternativ leag

cantitatea de bani de venitul nominal i accentueaz rolul i importana cererii de bani n

determinarea efectului pe care l are oferta de bani asupra nivelului preurilor. Banii nu

mai sunt deinui doar ca mediu de efectuare a tranzaciilor ca n cazul Fischer ci i ca

mod de pstrare a valorii care furnizeaz satisfacie deintorului aducnd confort i

securitate. Economitii de la Cambridge subliniaz de asemenea rolul bogtiei i rateidobnzii n determinarea cererii de bani.

3.2 Teoria Keynesist2

n economia keynesian, cea mai important relaie este relaia dintre creterea

economic i nivelul investiiilor. Aceast relaie este legat de cererea de bani, aceasta

determinnd i oferta de bani. Pe termen lung, cererea i oferta de bani sunt echilibrate. ncomparaie cu abordarea monetarist, teoria keynesist atribuie politicii monetare un rol mai

redus n afectarea proceselor din economia real.

Keynes arat c indivizii dein bani din trei motive:

Motivaia tranzacional, adic nevoia de bani legat de tranzaciile curente. Cererea

de bani pentru tranzacii apare ca urmare a nesincronizrii dintre ncasri i pli.

Motivaia precauiei se creeaz rezerve pentru cheltuieli viitoare neprogramate

datorate unor circumstane neprevzute.

Motivaia speculativ adic obinerea de profit cunoscnd mai bine dect piaa ce

va aduce viitorul3. Cererea de bani speculativ este ceea ce Keynes numea preferina pentru

lichiditate.

2 O abordare exhaustiv a principiilor teoriilor keynesiene, neo-keynesiene i post-keynesiene depete scopulacestei lucrri.


8/53

8

Teoria preferinei pentru lichiditate furnizeaz motivaii pentru care entitile

economice ceri dein bani care nu aduc venituri (din dobnzi), n loc de aciuni sau active

similare.

Keynes a adoptat motivaia tranzacional din abordarea monetarist a colii de la

Cambridge (A. Marshall, A. Pigou i alii) considernd c o parte din cererea de bani este

asociat cu tranzaciile legate de evoluia venitului naional.

Motivul speculativ al deinerii de bani este introdus pentru prima dat de Keynes.

Formal, abordarea keynesist poate fi scris astfel:

)()( 21 iLYLM += (2)

unde 1L exprim motivaia tranzacionali de precauie, 2L exprim motivaia speculativ a

preferinei pentru lichiditate, Y este produsul intern brut nominal i i este rata dobnzii

(Keynes, 1953).

Aceste motivaii exercit o influen simultan, sunt mutual independente i ca urmare

M este cererea de bani total.

Keynes consider doar nivelul nominal al cererii de bani. Dup Keynes, conform lui

Dornbusch i Fischer4 indivizii dein bani pentru puterea lor de cumprare, adic cantitatea

de bunuri i servicii care poate fi achiziionat cu acei bani, ceea ce nseamn c trebuie s

considerm nivelul real al cererii de bani.

3.2 Teoria neo-Keynesist

Interpretarea neo-keynesian a cererii de bani se bazeaz pe principiile keynesiste.

Motivaia tranzacional i precauionar este exprimat ca direct proporional cu venitul.

Cererea de bani speculativ este dependent de rata dobnzii. Formal, aceste dependene se

pot formula astfel:

kYMda

= i iMds

= (3)

3Keynes, J. M Keynes J. M.: The General Theory of Employment, Interest, and Money, 19534Dornbusch R., Fischer S. (1994)- Macroeconomy, McGraw Hill Inc


9/53

9

undeda

M este cererea de bani pentru tranzacii i precauie, k este o constant, Yeste PIB

nominal,ds

M este cererea de bani speculativ, i sunt parametrii i i este rata

dobnzii.

Ca urmare, cererea de bani poate fi exprimat astfel:),( iYLM

d= (4)

unded

M este cererea de bani, L este funcia preferinei pentru lichiditate, Y este PIB

nominal i i este rata dobnzii.

Aceast abordare a fost dezvoltat de Baumol (1952) i Tobin (1956) ntr-o abordare

bazat pe deinerea de bani ca stoc (inventory), n care motivaia tranzacional a preferinei

pentru lichiditate este accentuat n particular. Rezultatele pot fi exprimate prin bine

cunoscuta formul:

icYPMd

2// = (5)

unded

M este cererea de bani real, c este costul tranzaciei, Y este PIB real i i este rata

dobnzii. Este necesar observaia c presupunerea modelului Baumol-Tobin de stabilitate a

costului tranzacional (parametrul c) nu este realist pe termen lung.

3.3 Teoria post-Keynesist

Dou caracteristici ale cererii de bani dau punctul de plecare pentru majoritatea

acestor teorii. n modelele de tranzacii, modelele de stocuri (inventory) presupun nivelul

tranzaciilor cunoscut i sigur, iar pentru modelele pentru cererea de bani pentru precau ie

intrrile nete sunt considerate cunoscute (sigure). Caracteristicile principale ale banilor

conduc la formularea unot teorii bazate pe motivaiile explicite de deinere a lor.

Teoria post-keynesist accentueaz rolul incertitudinii asociat cu evoluia istoric a

economiei i pune conceptul cererii de bani ntr-un context mai larg.

Cantitatea de bani din economie este rezultatul interaciunii cererii i ofertei. Prin

instrumentele sale, banca central este capabil s influeneze condiiile de acordare a

creditelor datorit impactului unor asemenea instrumente asupra ratei dobnzii. n plus,


10/53

10

cmportamentul sectorului bancar fa de entitile economice n procesul de creditare este

semnificativ influenat de caracteristicile instituionale ale sectorului bancar. n acest context,

un rol important este deinut de reglementrile bancare i funciile de supraveghere ale bncii

centrale (Dow, Rodrguez-Fuentes in Arestis, Sawyer, 1998).

Economia post-keynesist difer de cea neo-keynesist n special prin includerea

motivaiei financiare pentru cererea de bani. Motivaia financiar reflect faptul c

antreprenorii trebuie s menin o anumit sum de bani n timp pentru a fi capabili s-i

ndeplineasc obligaiile cnd angajeaz contracte viitoare legate de achiziionarea de input-

uri necesare produciei. Dac investiiile planificate nu se modific, nevoile de bani vor

rmne aceleai; dac cresc, se vor crea noi nevoi de bani.

n aceast abordare, cererea de bani este exprimat uzual n termeni nominali. Pentru

transformarea n cerere real de bani este necesar considerarea nivelului inflaiei.Muli economiti ignor a patra motivaie a deinerii de bani (motivaia financiar).

Philip Arestis este un important post-keynesist care a abordat teoria cererii de bani. n

articolul su5 discut cererea de bani ntr-o economie deschis de dimensiune mic.

Abordarea sa poate fi exprimat utiliznd ecuaia:

uERCRPYKM decbeard

= )()()()( (6)

n cared

M reprezint deinerile de bani reale, K este coeficientul Cambridge, care este o

funcie de PIB, preuri i banii din circulaie i este exprimat va inversul vitezei de rotaie a

banilor,r

Yeste PIB real, eP este rata ateptat a inflaiei, CR este o variabil care msoar

limitarea creditului, eER este rata ateptat a aprecierii sau deprecierii monedei naionale, u

este o component non-sistematici a, b, c, i dsunt elasticiti.

Modelul lui Arestis din ecuaia (6) nu este ideal suinut de condiiile din eonomia

romneasc. n prezent, limitri cuantificabile la credite nu exist n Romnia.

5Arestis Ph.: The Demand for Money in Small Developing Economies: An Application of the Error CorrectionMechanism (1988).


11/53

11

3.4 Abordarea monetarist modern

Abordarea monetarist este bazat pe presupunerea unei influene directe a cantitii

de bani din econime asupra activitii economice, exprimat uzual prin PIB. Banii joac un roldecisiv n economie, oferta de bani fiind un factor decisiv.

Monetarismul modern renun la dependena exclusiv dintre bani i activitatea

econimic. El accentueazi rolul ratelor de dobndi randamentului la alte active tangibile

sau financiare.

Dintre monetaritii moderni, Milton Friedman a revizuit teoria cantitativ a banilor

tradiional n versiunea Cambridge. Conform lui Friedman, modificarea cererii de bani

depinde de diverse active din economie n diverse forme (bani, obligaiuni, aciuni, resurse

umane i materiale) precum i de preferinele agenilor.

Stabilitatea cererii de bani este o presupunere important pe care se bazeaz teoria

monetarist. Formal, cererea de bani n concepia lui Friedman poate fi scris:

),1

,,,,,( udt

dP

PrrrrrWYFM

mbmemd= (7)

unded

M este cererea real de bani, Y este o msur a averii (o msur a activitii

economice, de exemplu PIB), Weste ponderea resurselor umane acumulate n averea total,

mr este rentabilitatea ateptat a banilor,

br este rentabilitatea ateptat a obligaiunilor,

er este

rentabilitatea ateptat a aciunilor,dt

dP

P

1este modificarea ateptat a preurilor bunurilori

u este influena altor factori.


12/53

12

4. ESTIMRI ALE CERERII DE BANI PENTRU EUROPA DEEST

n cele ce urmeaz vom trece n revist o serie de lucrri din literatura empiric de

specialitate care trateaz problematica cererii de bani n unele ri aflate n tranziie din

Europa de Est.

Klacek and Smidkova (1995) au estimat cererea de bani n sens restrns (M1) i n

sens larg (M2) pe termen lung n Cehia de la nceputul tranzi iei n aceast ar. Autorii au

inclus iniial ca variabil de scal PIB-ul, dar funcia estimat nu reprezenta din punct de

vedere economic o relaie pentru cerere de bani datorit semnelor incorecte pentru parametrii.

Au utilizat apoi consumul privat ca proxy pentru volumul tranzaciilor. Modelul obinut eramult mai bun dect primul. Termenul inflaiei era semnificativ n cazul lui M1, n timp ce rata

dobnzii pentru obligaiunile strine (Germania) era semnificativ doar pentru M2.

Van Aarle i Budina (1996) au estimat cererea de bani, accentund substituia

monetar utiliznd o abordare de tip portfolio balance pentru Polonia, Ungaria, Romnia i

Bulgaria n perioada tranziiei. Ca rezultat al reformelor aplicate n fostele economii

planificate s-au liberalizat pieele valutare i ca urmare s-a permis valutelor strine s poat

substitui moneda naional ca mijloc de plati conservare a valorii. Autorii au gsit pentru

majoritatea acestor ri relaii pe termen lung ntre bani, venit i rate de dobnd. O

important contribuie a acestor autori este legat de studierea impactului substituiei

monetare asupra cererii de bani.

Arlt, Guba, Radkovsky, Sojka i Stiller (2001) au estimat cererea de bani pentru Cehia

n perioada 1994-2001. Este foarte clar din rezultatele lor c, n sens larg, cererea de bani n

Cehia a evoluat cel mai mult sub influena PIB-ului real i ratei dobnzii. Influena factorilor

economici externi asupra cererii de bani nu a fost econometric demonstrat.

Erwin Nijsse i Elmer Sterken (1996) au estimat cererea de bani pentru gospodrii n

Polonia din 1969 pn n 1995. Contrar ateptrilor att din punct de vedere al teoriei ct i

din punct de vedere al evidenei empirice anterioare, determinanii de portofoliu au fost

nesemnificativi. n ciuda schimbrilor de regim din perioada anilor 1980 i liberalizrii totale

a economiei la nceputul lui 1990, autorii au gsit o relaie de cointegrare ntre deinerile de


13/53

13

bani (M2), venitul real al gospodrilor, o rat de dobnd pentru active alternative, rata

inflaiei i penuria de bunuri. Testele autorilor confirm stabilitatea elasticitilor pe termen

lung ale venitului i ratelor de dobnd.

De asemenea, Antoni Chawluk (2000) analizeaz tot cererea de bani pentru gospodrii

din Polonia. Sunt introduse variabile care msoar penuria de bunuri i ateptrile cu privire la

evoluia viitoare a acesteia pentru a evidenia efectul tranziiei de la economia planificat ctre

economia de pia. Autorul aplic procedura Johansen pentru a identifica un sistem de doi

vectori de cointegrare. Rezultatele arat c dezechibrul n sectorul gospodriilor a avut un

efect puternic asupra consumului.

5. CEREREA DE BANI N ROMNIA

5.1 Background

Cererea de bani n Romnia n perioada 1996-2002 trebuie analizat n contextul

tranziiei la economia de pia, tranziie marcat de schimbri substaniale n structurile

instituionale i n politica monetar (anexa 1): la nceputul anului 1997 a avut locliberalizarea preurilori a cursului de schimb, BNR adoptnd un regim de curs de schimb cu

flotare controlat; n 1997, BNR a intit simultan cursul de schimb i baza monetar; n 1998

s-a urmrit evitarea deprecierii leului pentru a reduce inflaia; la sfritul anului 1998 i n

1999 s-a urmrit refacerea competitivitii externe printr-o depreciere real a leului; din 1999

i pn n prezent s-au urmrit 2 obiective potenial conflictuale: reducerea ratei inflaiei

printr-un anumit nivel de stabilitate a cursului de schimb i protejarea poziiei externe.

Anexa 1:Tendine n politica monetari politica cursului de schimb n Romnia n perioada 1996-2002 renunarea treptat la instrumentele directe de politic monetar i orientarea ctre

instrumentele indirecte de politic monetar. Dup 1997, operaiunile de open-market au devenit principalul

instrument de politic monetar utilizat de ctre Banca Naional, dei acest instrument este mai costisitor pentru

banca central.

mbuntirea cadrului instituional al politicii monetare. Anul 1998 a marcat adoptarea unor


14/53

14

legi cruciale pentru activitatea bncii centrale i cea a bncilor comerciale: legea privind statutul bncii

naionale, legea privind activitatea bancar i legea privind falimentul bancar. Pentru politica monetar, noile

reglementri au consecine majore: se statueaz autonomia i independena bncii centrale n raport cu celelalte

instituii ale statului, stabilitatea preurilor devine obiectiv primar al politicii monetare i crete transparena

mecanismului de transmisie a politicii monetare. conducerea politicii monetare a trebuit s fac fa la trei constrngeri majore: conducerea

corporativ slab din cadrul sectorului public, fragilitatea sistemului bancari situaia datoriei externe.

Conducerea corporativslab n cadrul marilor ntreprinderi aparinnd sectorului public a condus la

apariia unor presiuni inflaioniste sub forma arieratelor financiare.

n ultimii ani, conducerea politicii monetare a fost complicati de ctrefragilitatea sistemului bancar.

Aici se ncadreaz situaia Bncii Agricole i a Bancorexului. Cele dou bnci au acionat n calitate de ageni

cvasi-fiscali ai statului. Bancorexul a fost obligat s finaneze o parte substanial a importurilor de energie iar n

momentul n care cursul de schimb a fost liberalizat, nivelul ridicat de credite neperformante ale bncii a pus-o n

probleme serioase de lichiditate i solvabilitate. Banca Agricol s-a gsit ntr-o situaie similar: aceasta a fostobligat s acorde credite subvenionate agriculturii iar n 1997 cnd s-a decis eliminarea acestor forme de

subvenii, situaia bncii s-a agravat.

Criza datoriei externe a devenit important n anul 1999, anul n care Romnia s-a confruntat cu un

vrf al sarcinii plilor externe. Problema incapacitii de plat a fost depit cu succes prin eforturi proprii,

avnd n vedere ostilitatea crescut n acordarea de sprijin financiar extern. Anul 1999 a marcat concentrarea

politicii monetare primordial ctre asigurarea capacitii de plat externe a rii.

Ca ancor principal a politicii monetare (int intermediar), Banca Naional a

Romniei a folosit agregatul monetar extins M2. Obiectivul l-a reprezentat o cretere mai

mic a cantitii de bani dect venitul naional, urmrindu-se diminuarea presiunilor

inflaioniste. Figura 1 arat evoluia masei monetare n sens larg (M2) fr depozitele n

valut ale rezidenilor n termeni reali n perioada analizat. Masa monetar real (n logaritm-

LM2R) precum i creterea acesteia sunt ajustate sezonier prin procedeul Tramo-Seats6.

Evoluia agregatelor monetare n perioada de dup 1990 a nregistrat o serie de urcuuri i

coboruri n numeroase ocazii ca urmare a faptului c Banca Naional a Romniei a fost

forat s acomodeze deficitele fiscale i cvasifiscale ridicate sau pierderile nregistrate de

ntreprinderile de stat n general i din sectorul agriculturii n particular.

Figura 1 sugereaz c relaia dintre bani i preuri (inflaia lunar-PM) nu a fost foarte

clar n perioada 1996-2002, dei o corelaie pozitiv s-a conturat n ultimii 3-4 ani.

6 n estimri s-a folosit programul econometric Eviews 4.0.


15/53

15

Figura 1 Evoluia masei monetare i a inflaiei n perioada 1996-2002

.00

.05

.10

.15

.20

.25

.30

6.0

6.2

6.4

6.6

6.8

1996 1997 1998 1999 2000 2001

LM2R_SA M2Rgrowth_SA PM

Nivelul ridicat al inflaiei din 1997 asociat cu liberalizarea preurilor din ianuarie 1997

i a cursului de schimb din martie 1997, a condus la o scdere accentuat a masei monetare nsens larg reale. Printr-o politic monetar restrictiv s-a reuit atenuarea presiunilor

inflaioniste, dar masa monetar i-a renceput un trend uor ascendent abia de la sfritul

anului 2000.

Ancora monetar a BNR M2 a fost periclitat ns de instabilitatea vitezei de

rotaiei a banilor (figura 2).

Figura 2 Viteza de rotaie a banilor i inflaia

.0

.1

.2

.3

.4

1.0

1.2

1.4

1.6

1.8

1996 1997 1998 1999 2000 2001

velocit y_sa(index) p

ncepnd din 1996, viteza de rotaie a banilor a fluctuat foarte mult, nregistrnd cele

mai ricate valori n anii 1997 i 2001. Aceste valori ridicate ale vitezei de rotaie a banilor,

semnificnd o scdere a ncrederii populaiei n moneda naionali o diminuare a cererii de

bani, au fost asociate cu rate ridicate ale inflaiei pentru anii 1997-1998 i cu o cretere mai

rapid a produciei dect masa monetar, n contextul diminuarii continue a ratei inflaiei


16/53

16

pentru anii 1999-2001. Dei inflaia a fost readus imediat sub control dup ocurile din

ianuarie-martie 1997, o cretere a ratei inflaiei la nceputul anului 1999, dei mult mai redus

dect n 1997 a dus la intrarea pe un trend cresctor a vitezei de rotaie.

Pieele financiare din Romnia au rmas relativ subdezvoltate, rezultnd un nivel

redus al intermedierii financiare, piee de capital slab dezvoltate i rate reale ale dobnzii n

multe momente negative (figura 3).

Figura 3 Evoluia ratei dobnzii bancare pasive (DP), a ratei dobnzii la titluri de stat

(DTS) i a inflaiei (P)

0

1

2

3

4

1996 1997 1998 1999 2000 2001

DP DTS P

5.2 Modelarea cererii de bani (M2) n Romnia

Modelarea empiric a cererii de bani are ca punct de plecare n mod tipic78 o

specificare general pentru cererea de bani pe termen lung9 de forma:

);;( xryfMd =

unde, d este cererea de bani n termeni reali, y este o variabil de scal ce msoar nivelul

activitii economice, r este un vector de variabile ce surprind costul de oportunitate al

deinerii de bani, iar x este un vector de alte variabile (inclusiv variabile dummy) care vor fi

incluse n model. Relaia presupune o ajustare imediat (instantanee) a deinerilor de bani

actuale ctre nivelul lor pe termen lung, adic un echilibru ntre cererea i oferta real de bani.

7 Sriram, S.S. (1999a)8 Ericsson, N.R. (19989 Termenul lung n aceast lucrare nu se refer la o perioad foarte lung. Perioada de interes n aceast lucrareacoper 5 ani i 3 luni utiliznd date lunare.


17/53

17

Acest lucru este puin plauzibil date fiind costurile de tranzacie i incertitudinea. Mai mult,

nivelul dorit al deinerilor de bani este neobservabil.

Datorit mecanismului de market clearing, se poate considera c sd ==

(oferta de moned este egal cu cererea de monedi notm acest nivel cu M). Aadar, putem

folosi n analiza cererii de bani seriile de date referitoare la oferta de moned.

Deinerile de bani sunt msurate prin agregatul M2 n lei, definit prin numerar n afara

sistemului bancar, depozite la vedere, economii ale populaiei i depozite n lei la termen i

condiionate. Valuta o excludem din definiia agregatului M2, n parte datorit lipsei de

informaii legate de deinerile de valut ale populaiei pe care le suspectm c au fost

semnificative. Dei ponderea depozitelor n valut ale rezidenilor (FCD) n M2 este

semnificativ, ridicndu-se n jurul a 30% n ultimii ani, nu exist o dovad puternic c

valuta a fost un instrument de plat sau unitate de cont ntr-un mod semnificativ. FCD sunt n

cea mai mare parte o form de active pe care populaia le utilizeaz n medii cu inflaie

ridicati curs de schimb volatil pentru a substitui depozitele n moneda naional.

Pentru variabila de scal ca msur a activitii economice am ales indicele cu baz

fix al produciei industriale reale (deflatat prin indicele preurilor de consum) ca proxy

pentru produsul intern brut care nu se calculeaz cu baz lunar n Romnia.

Msura potrivit pentru costul de oportunitate al agregatului M2 este dificil de

determinat a priori datorit disponibilitii limitate i fluctuante a activelor n lei i n valutpe perioada 1996-2002 (anexa 2).

n analiz folosim urmtoarele costuri de oportunitate:

Rata dobnzii pasive pentru clienii nebancari ca msur pentru rentabilitatea

depozitelor n lei ( ownt

R ).

Rata dobnzii (randamentului) la titlurile de stat ca o msur a rentabilitii activelor

din afara M2 ( outt

R ).


18/53

18

Anexa 2 Active financiare alternative n Romnia

Importana relativ a activelor alternative pentru deinerile de bani a variat destul de mult n ultimii ani.

Depozitele denominate n valut au constituit o alternativ important pentru deinerile de moned naional

(vezi figura 4) n special dup liberalizarea pieei valutare n martie 1997 .

Figura 4 Ponderea M2 n valut (depozite n valut ale rezidenilor) n total M2

0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

Jan-96

Jul-96

Jan-97

Jul-97

Jan-98

Jul-98

Jan-99

Jul-99

Jan-00

Jul-00

Jan-01

Jul-01

Jan-02

Dezvoltarea pieei de capital din Romnia a oferit o serie de alternative la depozitele bancare: valorile

mobiliare, fondurile de investiii i titlurile de stat. Totui, capitalizarea pieei pentru aceste active rmne destul

de mic (figura 5). Capitalizarea bursier a aciunilor abia a atins 2% din PIB n ultimii 3 ani. Plasamentele n

fondurile de investiii ating sub 1% din PIB. O evoluie interesant au avut-o plasamentele n titluri de stat

(figura 6). n foarte multe perioade, plasamentele n titlurile de stat au avut randamente mai mari dect depozitele

bancare. De asemenea s-a dezvoltat o pia secundar pentru titluri de stat. Declinul plasamentelor n titluri de

stat din ultima perioad se datoreaz scderii dobnzii asociate acestora.

Figura 5 Capitalizarea bursier n M2 (%);

0

5

10

15

20

Jan-96

Jul-96

Jan-97

Jul-97

Jan-98

Jul-98

Jan-99

Jul-99

Jan-00

Jul-00

Jan-01

Jul-01

Jan-02

Figura 6 Ponderea creditului guvernamental n M2

0

510

15

20

25

30

35

Jan-96

Jul-96

Jan-97

Jul-97

Jan-98

Jul-98

Jan-99

Jul-99

Jan-00

Jul-00

Jan-01

Jul-01

Jan-02


19/53

19

Rata inflaiei ateptate aproximat prin rata inflaiei din luna curent surprinde

rentabilitatea activelor reale. Necesitatea includerii ratei ateptate a inflaiei a fost accentuat

n cazul economiilor n dezvoltare n care, dat fiind slaba dezvoltare a sistemului financiar,

activele reale reprezint o modalitate de protecie mpotriva inflaiei i active alternative n

portofoliile agenilor nebancari10.

Deprecierea ateptat a cursului leu-dolar. Msoar rentabilitatea deinerii de dolari,

active importante din afara M2. Deprecierea curent este utilizat ca proxy pentru cea

ateptat.

Vom analiza trei modele (specificaii):

1. Primul model specific n special pentru o economie nchis (closed economy) n care

costul de oportunitate este limitat la cel pentru activele n lei. n estimri vom folosi o

form (semi-) log-liniar:

t

out

t

own

tt

d

tpRRym 43210 ++++= (8)

unde variabilele cu litere mici sunt exprimate n logaritmi, iar dt

m reprezint cererea de bani

real, ownt

R i outt

R reprezint rata nominal a rentabilitii activelor financiare incluse

respective excluse din definiia agregatului monetar, p reprezentnd rata inflaiei anualizat.

n relaia (8) se presupune omogenitatea n preuri a cererii de bani pe termen lung.

n ecuaia (8), 1 msoar elasticitatea pe termen lung a cererii de bani n funcie de

variabila de scal, n timp ce 2 , 3 i 4 reprezint semi-elasticiti n funcie de rata

rentabilitii activelor financiare incluse respective excluse din definiia agregatului monetar

i rata inflaiei. Ne putem atepta conform teoriei economice ca

0,0,0,0 4321 i posibil, 32 = . n ultimul caz, cererea de bani pe termen

lung poate fi exprimat ca funcie de spreadul ownout RR , care poate fi interpretat ca un cost

de oportunitate pentru deinerile de bani. Cu privire la semnul coeficientului inflaiei, n

general acesta trebuie s fie negativ. Agenii prefer s dein active reale mai degrab dect

active monetare n perioade cu inflaie ridicat. Este posibil ca totui inflaia s aib un

10 Ideea de baz este c n economiile n dezvoltare, n care posibilitile de investire date de piaa de capital suntlimitate, substituirea activelor se refer n special la nlocuirea deinerilor de bani cu activele fizice, reale maidegrab dect cu activele financiare. Acest lucru nu este foarte consistent n Romnia n perioada analizat, unrol statistic semnificativ n determinanii cererii de bani pe termen lung fiind atribuit titlurilor de stat, n timp ceinflaia influeneaz mai mult pe termen scurt.


20/53

20

coeficient pozitiv n relaia pe termen lung a cererii de bani deoarece atunci cnd agenii se

ateapt ca inflaia s creasc, ei pot crete deinerile de bani ateptnd o cretere a

cheltuielilor planificate (Jusoh (1987)).

Dup cum am vzut n prima parte a lucrrii, o serie de teorii susin unele valori

particulare pentru 1 . Astfel, n modelul Baumol-Tobin 1 =0.5, n teoria cantitativ a banilor

1 =1. Valori pentru 1 mai mari ca 1 se ntlnesc n foarte multe studii empirice cu privire la

cererea de bani pentru M2, valori interpretate cel mai adesea ca aproximnd efectele de

bogie (wealth effects).

2. Al doilea model un model pentru o economie deschis (open economy) n care

variabilele pentru costul de oportunitate cuprind i rata rentabilitii pentru activele n

valut msurat prin deprecierea cursului de schimb. Deprecierea actual este utilizat ca

un proxy pentru deprecierea ateptat. n estimri vom folosi de asemenea o form (semi-)

log-liniar:

EDpRRymt

out

t

own

tt

d

t 543210 +++++= (9)

unde ED reprezint deprecierea cursului de schimb calculat ca1

1

t

tt

E

EE,

tE fiind cursul

de schimb la momentul t exprimat n lei la un dolar SUA. Ne putem atepta conform teoriei

economice ca 05


21/53

21

Acest lucru l vom realiza n dou moduri: prima modalitate - vom ajusta seriile sezonier

utiliznd procedeul Tramo-Seats; a doua modalitate vom folosi seriile neajustate i vom

aduga variabile dummy sezoniere lunare12. De remarcat faptul c dac se includ variabile

dummy 0-1 standard, acestea vor influena att media ct i trendul seriilor. Pentru a

prentmpina acest lucru, pentru a surprinde sezonalitatea vom folosi variabile dummy

sezoniere centrate (ortogonalizate) dup cum sugera Johansen. Acestea schimb media dar

fr a contribui la trend.

Tabel 1 Serii de timp utilizate

VARIABILA SEMNIFICAIE

LM2R Logaritmul masei monetare n sens larg reale

LM2R_SA Logaritmul masei monetare n sens larg reale ajustate sezonier

LYRIBF Logaritmul indicelui produciei industriale reale (decembrie 1995=1)

LYRIBF_SA Logaritmul indicelui produciei industriale reale ajustat sezonier

p Nivelul inflaiei lunare anualizate

p_sa Nivelul inflaiei lunare anualizate ajustat sezonier

LE Logaritmul cursului de schimb ROL/USD nominal

ED Deprecierea cursului de schimb

DP Dobnda bancar pasiv medie pentru clienii nebancari

DTS Randamentul mediu pentru titlurile de stat (certificate de trezorerie cu dobndi cu

discount)

12 A priori, este dificil de ales ntre cele dou modaliti de surprindere a sezonalitii. Ajustrile sezoniere suntrealizate utiliznd procedeul Tramo-Seats. Utilizarea datelor ajustate sezonier poate influena modelareadinamic (Ericsson, Hendry and Tran (1994)). Abordarea alternativ prin includerea unor variabile dummysezoniere nu este nici ea perfect necesitnd factori sezonieri constani (spre deosebire de Tramo-Seats carepermite factorului sezonier s evolueze n timp) i utilizeaz mai multe grade de libertate, prin aceasta ducnd lareducerea puterii testelor statistice. Tramo-Seats are avantajul spre deosebire de alte metode de ajustare sezonierfaptul c d rezultate mai bune n prezena unor valori extreme ale seriilori schimbri structurale (outliers).


22/53

22

5.3 Rezultatele estimrilor

Estimrile sunt realizate ntr-un numr de pai. n primul rnd, sunt efectuate teste de

unit root pentru seriile de interes pentru a determina staionaritatea seriilor individuale. Ca i

n alte studii asupra cererii de bani, masa monetar n sens larg real are o singur rdcin

unitar, ceea ce nseamn c este staionar n prime diferene.

Estimrile sunt realizate cu date lunare din ianuarie 1996 pn n martie 2002. Datele

de pn n septembrie 2001 sunt folosite pentru estimri, iar observaiile rmase (6 luni) sunt

folosite pentru previziune.

Sunt realizate teste de staionaritate ADF (Augmented Dickey Fuller) i PP (Philips

Perron) (appendix II). Rezultatele sunt prezentate n tabelul 213. Numrul de laguri utilizate

pentru testele de staionaritate au fost alese dup criteriul minimizrii AIC (Akaike

information criterion) i SC (Schwarz criterion).

Cu excepia deprecierii cursului de schimb i a inflaiei, variabilele sunt integrabile de

ordinul 1 n nivel (anexa), ceea ce este consistent cu o reprezentare staionar n prime

diferene.

Tabel 2 Rezultatele testelor de staionaritate (*variabilele sunt n logaritm)

Variabila Testul ADF Testul PP

Masa monetar real* I(1) C I(1) CProducia industrial real* I(1) C I(1) C

Cursul de schimb* I(1) C T I(1) C T

Deprecierea cursului de schimb I(1) C sau I(0) C I(0) C

Inflaia I(1) C sau I(0) C I(1) C sau I(0) C

Dobnda pasiv I(1) C T I(1) C T

Dobnda la titlurile de stat I(1) C T I(1) C T

Seriile ajustate sezonier

Masa monetar real* I(1) C I(1) C

Inflaia I(1) C sau I(0) C I(1) C sau I(0) C

Producia industrial real* I(1) C I(1) C

13 Rezultatele testelor de stainaritate trebuie privite cu pruden, dat fiind slaba putere a testelor n prezenarupturilor structurale (structural breaks).


23/53

23

Nestaionaritatea seriilor motiveaz utilizarea n analiz a procedurii Johansen

multivariat (descris pe scurt n Appendix I) pentru a identifica prezena unei relaii pe

termen lung staionare (cointegrare) ntre serii nestaionare. Tabelul 2 sugereaz c nici una

dintre variabile nu este integrabil de ordinul 2 (I(2)) sau mai mare. Inflaia i deprecierea

cursului de schimb sunt probabil I(0) (la 10%). Aceasta nu nseamn c cele dou variabile

trebuie excluse din vectorul de cointegrare. Aceasta se explic prin faptul c, aa cum remarc

Dickey i Rossana (1994), testul de cointegrare (appendix III) poate fi utilizat chiar dac unele

din serii sunt staionare. Din moment ce 5 variabile sunt I(1) i nici una nu este I(2) sau mai

mare, condiiile necesare pentru o cointegrare valid nu sunt violate.

Unul din avantajele procedurii Johansen este acela c ne permite s evideniem viteza

de ajustare ctre echilibrul pe termen lung i s testm exogenitatea slab (weakly exogenous)

a variabilelor explicative (dac viteza de ajustare a unei variabile nu este semnificativ diferitde zero, variabila este slab exogen)14.

Numrul de laguri utilizate n cointegrare l determinm estimnd un VAR cu

variabilele de interes. Pentru acest VAR, folosind criteriile LR, FPE, AIC, SC i HQ vom

alege numrul optim de laguri. Dac numrul optim de laguri pentru VAR espe p, atunci

VEC-ul l vom estima cu p-1 laguri.

n prima faz am realizat testele cu variabilele ajustate sezonier. Testele au fost

realizate cu i fr dummy pentru ocurile din 1997 (dummy9701 - care ia valoarea 1 n

ianuarie 1997 i 0 n rest i dummy9703 care ia valoarea 1 n martie 1997 i 0 n rest15).

Rezultatele obinute cu variabilele dummy au fost nesatisfctoare, coeficienii ataati

variabilelor dummy precizate fiind nesemnificativi din punct de vedere statistic, i ca urmare

am reestimat relaiile fr aceste variabile (tabelul 3).

14 Ericsson (1992) prezint conceptele de weak, strong and super exogeneityi relaia lor cu analiza cointegrrii.15 Rezultatele VEC-ului dup introducerea unei variabile dummy standard 0-1 trebuie privite cu precauie.


24/53

24

Tabel 3 Relaia de cointegrare pe termen lung 1/

Producie Dobnda pasiv Dobnda titluri de stat

Coef. SE 2/ t 3/ Coef. SE t Coef. SE t CoefI 6/ 1.39* 0.49 2.78 3.52* 0.95 3.69 -2.13* 0.55 -3.85 -0.48II 7/ 1.33* 0.19 6.73 2.92* 0.4 7.16 -0.65* 0.19 -3.36 -0.31III 8/ 1.46* 0.21 6.73 3.57* 0.29 12.05 -1.27* 0.15 -7.97 -0.47

Depreciere Curs de schimb Viteza de ajustare

Coef. SE t Coef. SE t Coef. SE t sI 6/ -0.04* 0.01 -2.43II 7/ -0.46* 0.09 -4.98 -0.10* 0.02 -4.17III 8/ -0.34* 0.2 1.69 -0.11* 0.02 -4.54

* semnificativ la un nivel de 5%; **semnificativ la un nivel de 1%

Tabel 4 Teste de exogenitate slab 1/ ( 0=i

)

LM2R_SA LYRIBF_SA DP DTS P_SA

I =)1(2 5.5[0.018] 5/ *

=)1(2 1.99[0.16]

=)1(2 0.22[0.64]

=)1(2 8.9[0.002]**

=)1(2 0.01[0.92]

II =)1(2 12.4[0.00]**

=)1(2 0.77[0.38]

=)1(2 1.80[0.18]

=)1(2 4.24[0.04]*

=)1(2 0.13[0.72]

III =)1(2 20.03[0.00]**

=)1(2 0.60[0.43]

=)1(2 0.45[0.50]

=)1(2 18.04[0.00]**

=)1(2 0.00[0.98]

1/ Date ajustate sezonier; 2/ Eroare standard; 3/ T-statistic; 4/ Root mean square error pentru forecast; 5/

exogenitate slab (n paranteze drepte probabilitatea); 6/ VEC-ul este estimat cu 4 laguri; 7/ VEC-ul es

VEC-ul este estimat cu 4 laguri; . ** i * indic respingerea ipotezei nule la un prag de 1% respectiv 5%


25/53

25

5.3.1 Comentarii asupra coeficienilor

Coeficienii estimai pentru cele 3 modele au semnele pe care le ateptam i exist o

relativ mic variaie ntre cele 3 modele n ceea ce privete mrimea coeficienilor16.

Coeficientul asociat produciei industriale din relaia pe termen lung este mai mare ca

1 dup cum ne ateptam pentru cererea de bani n sens larg (M2). ntr-adevr, n Romnia,

scderea produciei, mai ales n prima parte a deceniului trecut, a fost dublat de o

demonetizare. Odat cu stoparea scderii PIB-ului real, a avut loc o remonetizare, fr s se

ajung, ns, la gradul de monetizare iniial al economiei.

De asemenea, coeficientul mai mare ca 1 asociat produciei poate fi i rezultatul

omiterii n analiz a unor factori determinani pentru cererea de bani. Factor importani n

dinamica cererii de bani ar fi putut fi arieratele financiare sau barter-ul, dar dat fiind lipsa

datelor cu privire la nivelul acestora, nu le-am putut include n analiz. Absena

constrngerilor bugetare tari asupra ntreprinderilor pentru rile n tranziie a dus la

proliferarea arieratelor, folosite ca substitut pentru bani. Arieratele interntreprinderi, conform

unui raport al FMI pentru Romnia din ianuarie 2001 se cifrau la circa 42% din PIB la

sfritul lui 1999, iar cu excepia anului 1997 cnd au nregistrat o scdere, arieratele au

crescut constant de la un nivel de 20% din PIB n 1994.

Ca mrime, coeficientul produciei nu este semnificativ diferit de 1 (pentru modelul Idac facem ipoteza B(1,1)=1 i B(1,2)=1 rezult =)1(2 2.28[0.13]), ceea ce este consistent

cu teoria cantitativ a banilor. Faptul c nu se poate respinge elasticitatea unitar a cererii de

bani n funcie de producie sugereaz faptul c n perioada analizat modificarea produciei

reale a indus n medie o modificare proporional n cererea de bani real. Acest lucru nu

implic n mod necesar c viteza de rotaie a banilor este staionar, n estimri folosind de

asemenea i rate de rentabilitate. De fapt, dup cum se observ din figura 2, viteza de rotaie a

banilor nu a fost constant datoritocurilor aprute n perioada analizat.Diferena de mrime dintre coeficienii ratelor de dobnd ntre modelele I i II se

poate datora faptului c problema multicolinearitii17 devine mult mai acut n cazul

16 Ca mrime, coeficienii obinui sunt similari cu cei obinui n alte studii effectuate pentru ri din EuropaCentrali de Est Ante Babic pentru Croaia,Guba, Sojka, Stilleri Don Bredin pentru Cehia, sau Ericsson iSharma (1998) pentru Grecia i Nachega (2001) pentru Camerun.


26/53

26

modelului II datorit corelaiei ridicate dintre deprecierea cursului de schimb, inflaie i

dobnzi (appendix III).

Semi-elasticitatea cererii de bani n funcie de rata dobnzii la depozite este pozitivi

de semn opus celei aferente ratei dobnzii la titluri de stat. De asemenea ea este mai mare

dect cea aferent ratei dobnzii la titluri de stat, ceea ce sugereaz o elasticitate mai mic a

cererii de moned naional la modificarea dobnzii la titluri de stat. Un test impunnd

semielasticiti egale pentru cele dou dobnzi (n valoare absolut) este respins din punct de

vedere statistic pentru modelele II ( =)1(2 11.01[0.00] i III ( =)1(2 22.8[0.00], n timp

ce pentru modelul I nu poate fi respins ( =)1(2 1.05[0.30]).

Coeficientul deprecierii cursului de schimb are semn n concordan cu teoria

economic (negativ) i este semnificativ din punct de vedere statistic, ceea ce indic existena

unei substituii monetare n Romnia, lucru evideniat i de creterea ponderii depozitelor n

valut n total M2 (figura 4). Acest coeficient este totui relativ mic (elasticitatea cererii de

bani n funcie de deprecierea cursului fiind de 0.46*0.43=0.19, unde 0.43 este media de

depreciere anualizat a cursului), lucru explicat de faptul c pe medie moneda naional s-a

apreciat n termeni reali continuu (figura 7) cu excepia ocurilor din 1997 (liberalizarea

preurilor i a cursului de schimb) i 1999 (presiunea asupra deprecierii reale a cursului de

schimb exercitat de un vrf de plat a datoriei externe), iar dobnda pasiv a fost pe medie

mai mare dect randamentul plasamentelor la valut, aspect foarte evident ncepnd cu 2001.

Coeficientul mic al deprecierii cursului de schimb poate fi de asemenea atribuit unui

hysteresis al dolarizrii (msurat ca pondere a plasamentelor n valut n total M2) i/sau

unei prime de risc ridicate pentru Romnia.

17 Multicolinearitatea (opus ortogonalitii) se refer la prezena corelaiei simple pozitive ntre dou variabile.Prezena ei poate duce la apariia erorilor n estimarea coeficienilor.


27/53

27

Figura 7 Cursul de schimb, deprecierea i ratele de dobnd

1600

2000

2400

2800

3200

3600

1996 1997 1998 1999 2000 2001

real exchange rate

-1

0

1

2

3

4

5

1996 1997 1998 1999 2000 2001

DP DTS ED

Semielasticitatea cererii de bani funcie de inflaia anualizat este de 0.47, ceea ce

conduce la o elasticitate pe termen lung de 0.33 (ob inut din nmulirea cu media inflaiei

anualizate de 0.71), apreciat ca fiind relativ ridicat. Acest lucru este explicabil pentru o ar

ca Romnia n care activele financiare din afara M2 sunt limitate i agenii au deineri

semnificative de active reale.

5.3.2 Teste de exogenitate slab

Testarea exogenitii slabe presupune testarea ipotezei 0:0 =iH , unde i

reprezint componentele matricei (appendix I). Dac se accept ipoteza 0H atunci viteza

de ajustare nu este semnificativ diferit de zero i variabila respectiv este slab exogen,

adic variabila nu rspunde la abaterile de la echilibrul pe termen lung. Ipoteza de exogenitate

slab se accept separat (tabelul 4) pentru producie, dobnda pasiv, inflaie, depreciere i

cursul de schimb ct i cumulat (tabelul 5). Ea se respinge pentru masa monetari dobnda

la titluri de stat. Faptul c dobnda pasiv este slab exogen semnific faptul c aceasta este

determinat n afara sistemului (nu ea este determinat de cererea de bani, cererea de bani este

determinat de dobnd). Dobnda la titluri de stat, nefiind slab exogen, se ajusteaz la

dezechilibrul cererii de bani fa de nivelul pe termen lung.

Relaia ntre inflaie i masa monetar este de la inflaie spre masa monetari nu

invers, inflaia fiind slab exogen pentru relaia cererii de bani. Nu creterea masei monetare

genereaz inflaia, ci aceasta este acomodat, masa monetar crescnd pentru a readuce

sistemul la echilibru. Ca urmare, se poate spune c inflaia nu este un fenomen monetar.


28/53

28

Tabel 5 Teste cumulate de exogenitate slab~ 1/

(1,2,3,4=0) (1,2,4=0) (1,2,3,4,5=0) (1,2,4,5=0) (1,2,3,4,5,6=0)

I =)4(2 9.26[0.054]

=)3(2 2.49[0.48]

II =)4(2

8.30[0.08]

=)3(2

3.24[0.35]

=)5(2

10.69[0.057]

=)4(2

3.93[0.41]

III =)4(2 23.1[0.00]*

=)3(2 =1.01[0.79]

=)6(2 23.33[0.00]*

~Date ajustate sezonier; 1/ 1,2,3,4,5,6 reprezint viteza de ajustare () pentru producie, dobnda pasiv,dobnda la titluri de stat, inflaie, depreciere i respectiv curs de schimb; ** i * indic respingerea ipotezei nule(exist exogenitate slab, n paranteze drepte probabilitatea) la un prag de 1% respectiv 5%.

Coeficienii reprezentnd vitezele de ajustare (tabelul 3) arat o ajustare relativ

rapid a cererii reale de moned la dezechilibre. Viteza de ajustare negativ semnific faptul

c dac n luna anterioar cererea de bani a fost mai mare dect nivelul de echilibru pe termen

lung, n luna curent cererea de bani va scdea. Se poate spune c banca central acomodeaz

rapid aceste dezechilibre (pentru modelul II i III 10% din dezechilibrul din luna anterioar

este ajustat n luna curent, ducnd n circa 10 luni la o acomodare a acestui dezechilibru;

pentru modelul I 4% din din luna anterioar este ajustat n luna curent). La variaiile

variabilelor explicative, banca central reacioneaz cu o vitez relativ mare pentru a restabili

echilibru, nivelul masei monetare fiind modificat n funcie de noile evoluii. Aceast vitez

de ajustare poate semnifica faptul c este foarte mare costul dezechilibrului sau faptul c estefoarte mic costul ajustrii.

Ca alternativ pentru estimrile realizate pn n acest moment, am realizat estimri

folosind datele neajustate i introducnd variabile dummy sezoniere centrate (ortogonalizate)

pentru a surprinde sezonalitatea. Rezultatele nu au fost consistente din punct de vedere

economic i econometric dect n cazul modelului economiei nchise (model I - tabel 6),

celelalte modele conducnd la coeficieni nesemnificativi din punct de vedere statistic.


29/53

29

Tabel 6 Relaia de cointegrare pe termen lung 1/

Producie Dobndapasiv

Dobnda titluri

de stat

Inflaie Dummy970118 S119

Coef. 1.07* 7.84* -4.28* -0.28* -0.05 -0.09*SE 2/ 0.56 1.4 0.8 0.1 0.03 0.03

t 3/ 1.9 5.57 -5.3 -2.7 -1.33 -2.86

S3 S10 S11 S12 Viteza de ajustare RMSE 4/

static dinamicCoef. -0.05 -0.04* -0.03 0.06* -0.04SE 2/ 0.04 0.01 0.01 0.01 0.03t 3/ 1.15 -2.15 -1.64 3.36 -1.33

0.03 0.024

* semnificativ la un nivel de 5%; 1/ Date neajustate sezonier; 2/ Eroare standard; 3/ T-statistic; 4/ Root meansquare error pentru forecast;

Parametrii cheie estimai n tabelul 6 sunt consisteni cu literatura teoretici similari

ca mrime cu cei estimai pentru alte ri n tranziie. Coeficientul pentru variabila

dummy9701 este negativ ceea ce este consistent cu faptul c cererea de bani a fost mai redus

n ianuarie 1997, iar coeficientul pentru S12 este pozitiv ceea ce arat creterea cererii de bani

n luna decembrie.

Figura 8 arat graficul vectorilor de cointegrare obinui prin procedura Johansen.

Vectorii de cointegrare reprezint deviaiile variabilei exogene de la valoarea de echilibru pe

termen lung. n contextul modelelor de cerere de bani, diferena pozitiv (negativ) dintre

deinerile de bani actuale i nivelul de echilibru poate fi interpretat ca o msur a monetary

overhang (shortfall).

18 Dummy pentru liberalizarea preurilor din ianuarie 1997 ia valoarea 1 n ianuarie 1997 i 0 n rest.19 S-dummy sezonier ortogonalizat pentru luna ianuarie (S1-scderea cererii de bani n ianuarie datoratediminurii ofertei), martie (S3-creterea preurilor n luna martie), octombrie (S10-creterea producieiindustriale), noiembrie (S11-creterea produciei industriale) i decembrie (S12-creterea cererii de bani).


30/53

30

Figura 8 Relaia de cointegrare nerestricionat (utilizat ca error correction term n modeluldynamic)

-2

-1

0

1

2

3

4

1996 1997 1998 1999 2000 2001

ECM1

-2

-1

0

1

2

3

4

1996 1997 1998 1999 2000 2001

ECM2

-2

-1

0

1

2

3

4

1996 1997 1998 1999 2000 2001

ECM3

-4

-2

0

2

4

6

1996 1997 1998 1999 2000 2001

ECM1dummy

Figura 8 arat faptul c pe perioada 1996-2002 pentru cele trei modele plus modelul I

cu variabile neajustate sezonier deviaiile cererii de bani de la nivelul su de echilibru pe

termen lung sunt staionare, ceea ce este esenial pentru utilizarea acestor deviaii ntr-un

mecanism de corecie a erorilor. Mai mult, aceste deviaii sunt relativ mici, cu excepia anului

1997, n care n primele trei luni este evident un monetary overhang, dup care n urmtoarele

dou luni ca urmare a nspririi condiiilor monetare ca urmare a presiunilor exercitate deBanca Naional a Romniei n direcia creterii substaniale a dobnzilor s-a realizat un

shortfall, pentru ca apoi situaia s revin la normal.

5.3.3 Stabilitatea parametrilor pentru echilibrul pe termen lung

Stabilitatea parametrilor reprezint un aspect esenial n realizarea unei bune

specificaii pentru cererea de bani. Instabilitatea poate aprea n timpul i imediat dup crizele

financiare, iar factorii determinani ai cererii de bani se pot schimba. Pentru a evalua

stabilitatea parametrilor, vom reestima recursiv parametrii din ECM nerestricionat. n figurile

9, 10, 11 i 12 sunt prezentate testele CUSUM, reziduri recursive, N-step forecast test i

coeficienii estimai recursiv.


31/53

31

Figura 9 Grafice diagnostic recursive pentru ECM nerestricionat model I

-.12

-.08

-.04

.00

.04

.08

.12

1999 2000 2001

Recursive Residuals 2 S.E.

-20

-10

0

10

20

1999 2000 2001

CUSUM 5% Significance

.00

.04

.08

.12

-.12

-.08

-.04

.00

.04

.08

.12

1999 2000 2001

N-Step Probability Recursive Residuals

Figura 10 Grafice diagnostic recursive pentru ECM nerestricionat model II

-.12

-.08

-.04

.00

.04

.08

.12

1998 1999 2000 2001


-20

-10

0

10

20

1998 1999 2000 2001


.00

.04

.08

.12

-.15

-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

1998 1999 2000 2001


Figura 11 Grafice diagnostic recursive pentru ECM nerestricionat model III

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07


-20

-15

-10

-5

0

5

10

15

20

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

CUSUM 5% Signif icance

.00

.04

.08

.12

-.08

-.04

.00

.04

.08

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07


n conformitate cu testele efectuate, coeficienii estimai sunt constani n timp, dei n

1997 exist uoare semne de instabilitate. Stabilitatea parametrilor sugereaz faptul cdeterminanii cererii de bani au rmas constani n timp pe perioada analizat. Aceast

stabilitate este remarcabilinnd cont de perioada de tranziie prin care a trecut economia i

de schimbrile de politic economic survenite.


32/53

32

Figura 12 Graficele pentru coeficienii recursivi pentru ECM pe termen scurt nerestricionat

-.12

-.08

-.04

.00

.04

.08

.12

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

ECM1_1 2 S.E.

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DL M2 R_ SA_ 1 2 S.E.

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DL M2 R_ SA_ 2 2 S. E.

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DL M2 R_SA_3 2 S.E.

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

L YRI BF_ SA_ 1 2 S .E .

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

L YRI BF_ SA_ 2 2 S .E .

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

L YRI BF_ SA _3 2 S. E.

-1.0

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

L YRI BF_ SA _4 2 S. E.

-.8

-.6

-.4

-.2

.0

.2

.4

.6

.8

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DDP_3 2 S.E.

-.6

-.4

-.2

.0

.2

.4

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DDP_4 2 S.E.

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DDTS_1 2 S.E.

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DDTS_2 2 S.E.

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

.4

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DDTS_4 2 S.E.

-.08

-.04

.00

.04

.08

.12

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DP_SA_1 2 S.E.

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

.10

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DP_SA_2 2 S.E.

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

99:01 99:07 00:01 00:07 01:01 01:07

DP_SA_3 2 S.E.


33/53

33

Stabilitatea coeficienilor pentru datele ajustate sezonier se poate datora i faptului c

folosirea procedeului de ajustare sezonier Tramo-Seats care d rezultate bune n prezena

valorilor extreme (outliers) duce la o bun ncorporare a acestor rupturi structurale.

Cu toate acestea, aceast stabilitate ar putea fi explicabil. O serie de factori au

contribuit la stabilizarea mediului economic, incluznd aici politica monetar restrictiv dus

de Banca Naional a Romniei. De exemplu, atunci cnd la nceputul anului 1997 a avut loc

o cdere brusc a cererii de bani, BNR a acionat n direcia relansrii acesteia prin creterea

dobnzilor din economie (care au dus la creterea dobnzilor pasive).

Datorit numrului insuficient de observaii pn n 1997:01 (12 observaii), modelele

nu pot fi estimate separat pe cele dou subperioade; din acest motiv nu este posibil un test

Chow pentru un structural break n 1997.

Pentru a testa dacocul din 1997 a produs doar un one time jump n determinan iicererii de bani, lsndu-i nemodificai, vom reestima relaia de cointegrare pe perioada

1997:06-2001:09. Obinem n relaia pe termen lung coeficieni foarte apropiai de cei obinui

pentru relaiile estimate pe ntreaga perioad. De exemplu, pentru modelul II, dac punem

restricia ca toi coeficienii din relaia pe termen lung estimai pentru perioada 1997:06-

2001:09 s fie aceeai cu cei estimai pentru perioada 1996:01-2001:09 nu se poate respinge

ipoteza nul: =)5(2 5.73[0.34].

5.3.4 Error correction model (ECM) pe termen scurt

Relaiile de cointegrare estimate cuprind factorii care afecteaz cererea real de bani

pe termen lung. Pe termen scurt pot aprea deviaii de la aceste relaii reflectnd ocuri n

oricare din variabilele relevante. Mai mult elasticitile pe termen scurt difer de cele pe

termen lung. Engle i Granger (1987) au artat c dac exist o relaie de cointegrare ntre

variabile nestaionare, atunci trebuie s existe o reprezentare de corecie ctre echilibru. n

aceast seciune vom estima un model de corecie a erorilor pe termen scurt restricionat

(parsimonious) de forma:

ttitjj i

jiECMVCRLM +++=

= =

11,5

1

6

1

2 (11)


34/53

34

unde V reprezint vectorul de variabile (masa monetar, producia, dobnda pasiv, dobnda

la titluri de stat i inflaia). Utiliznd o metodologie de la general la specific (general-to-

specific-David Hendry) i eliminnd lagurile nesemnificative se ajunge la modelul

restricionat (parsimonious) din tabelul 7.

Tabel 7 Model de corecie a erorilor (ECM) restricionat (parsimonious) - model I

Dependent Variable: D(LM2R_SA)

Method: Least Squares

Sample(adjusted): 1996:03 2001:09

Included observations: 67 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

ECM1_1 -0.013942 0.004046 -3.446164 0.0010

DLM2R_SA_1 0.313701 0.115123 2.724918 0.0083

DDTS -0.026417 0.011747 -2.248838 0.0281

DP_SA -0.014734 0.001866 -7.894747 0.0000

C -0.005467 0.002521 -2.168777 0.0339

R-squared 0.667695 Mean dependent var -0.007540Adjusted R-squared 0.646256 S.D. dependent var 0.032469

S.E. of regression 0.019311 Akaike info criterion -4.984542

Sum squared resid 0.023122 Schwarz criterion -4.820013

Log likelihood 171.9822 F-statistic 31.14393

Durbin-Watson stat 2.144583 Prob(F-statistic) 0.000000

Q-stat(6) 6.51[0.368]

ARCH(6) 0.79[0.58]

White 0.64[0.73]

Q-stat(6) testul Ljung-Box pentru absena autocorelaiei reziduurilor pn lalagul 6; ARCH(6) test bazat pe multiplicatorul Lagrange pentru absenaefectelor ARCH pn la lagul 6; White test pentru absenaheteroskedasticitii utiliznd variabilele dependente i produsele acestora. nparanteze drepte probabilitatea asociat.

i n modelul restricionat, termenul de corecie a erorilor are semn negativ i este

semnificativ. Acest semn implic faptul c cererea de bani se ajusteaz n luna curent ca

urmare a unui dezechilibru fa de nivelul de echilibru din luna anterioar. Cu alte cuvinte,

dac n luna curent exist un exces de bani, n luna urmtoare agenii i vor reduce deinerile

de bani. Ca mrime, coeficientul de ajustare este mic, ceea ce nseamn c este mic costul

rmnerii n dezechilibru.


35/53

35

Figura 13 Test de normalitate a reziduului pentru ECM restricionat (parsimonious) model I

0

1

2

3

4

5

6

7

8

9

-0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04

Series: Residuals

Sample 1996:03 2001:09Observations 67

Mean -1.42E-18Median -0.001275

Maximum 0.046782Minimum -0.043691Std. Dev. 0.018717Skewness 0.179114Kurtosis 2.529239

Jarque-Bera 0.976923Probability 0.613570

Figura 14 Test de normalitate a reziduului pentru ECM nerestricionat model I

0

1

2

3

4

5

6

7

8

-0.06 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04

Series: Residuals

Sample 1996:06 2001:09

Observations 64

Mean -2.49E-18

Median 0.000910Maximum 0.036619

Minimum -0.060841

Std. Dev. 0.018561

Skewness -0.386101

Kurtosis 3.321162

Jarque-Bera 1.865176

Probability 0.393534

n timp ce modificarea produciei reale i a dobnzii pasive nu afecteaz variaia pe

termen scurt a cererii de bani, cererea de bani este influenat pe termen scurt de modificarea

dobnzii la titluri de stat i a inflaiei. Astfel este scoas n eviden reacia publicului la

modificarea ratei inflaiei, ceea ce conduce la ideea c i pe termen scurt agenii

achiziioneaz bunuri n schimbul deinerii de bani, ei anticipnd o cretere a inflaiei. De

asemenea, cererea de bani pe termen scurt este afectat de lagul su de ordinul unu.

Figurile 15 i 16 cuprind testele diagnostic pentru ECM restricionat din tabelul 7. Din

compararea cu modelul nerestricionat, modelul restricionat (parsimonious) este mai bun din

punct de vedere calitativ, lucru sugerat i de testele de normalitate a reziduurilor din figurile

13 i 14. Testele din tabelul 7 indic faptul c nu exist semne de corelaii seriale i

heteroskedasticitate n reziduuri. De remarcat faptul c dei modelul este restricionat, ecuaiaare un R-ptrat ajustat de 0.64, ceea ce semnific o bun determinare a variabilei dependente

de variabilele independente.


36/53

36

Figura 15 Grafice diagnostic recursive pentru ECM restricionat (parsimonious) m

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

1997 1998 1999 2000 2001


-30

-20

-10

0

10

20

30

1997 1998 1999 2000 2001


.00

.04

.08

.12

1997

N-Step P

Figura 16 Graficele pentru coeficienii recursivi pentru ECM pe termen scurt restricionat (parsimo

-.05

-.04

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

1997 1998 1999 2000 2001

ECM1_1 2 S.E.

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1997 1998 1999 2000 2001

DLM2R_SA_1 2 S.E.

-.08

-.04

.00

.04

.08

1997

-.05

-.04

-.03

-.02

-.01

.00

.01

1997 1998 1999 2000 2001

DP_SA 2 S.E.

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

1997 1998 1999 2000 2001

C 2 S.E.


37/53

37

Dei i modelul nerestricionat are coeficieni stabili, coeficienii din modelul

restricionat sunt mai stabili, intervalul de eroare micorndu-se rapid. Dup 1997, coeficienii

din ECM restricionat sunt virtual constani.

Ca i n cazul ECM nerestricionat, stabilitatea coeficienilor din modelul restricionat

este remarcabil, lund n consideraie numrul ridicat de reforme economice derulate n

perioada 1996-2002. Acest lucru indic faptul c evenimentele capabile s creeze valori

extreme (outliers) sau rupturi structurale (structural breaks) au fost ncorporate destul de bine.

5.3.5 Capacitatea de previziune

Dup cum am mai precizat, toate estimrile le-am realizat pentru perioada 1996:01-

2001:09. Extinznd modelul pentru perioada 2001:10-2002:03 putem face o serie de judeci

referitoare la politica monetar din aceast perioad.

Pentru previzionarea static, valoarea previzionat a cererii de bani la momentul t este

calculat cattt

mmm +=1 , unde tm este bazat pe modelele ECM estimate. n

previzionarea dinamic, valoarea previzionat a cererii de bani la momentul t este dat de

=

+=t

jjt

mmm1

0 , adic erorile sunt cumulate n timp.

Figura 17 M2 actual vs. fitted model I

9.0

9.1

9.2

9.3

9.4

9.5

9.6

9.7

1996 1997 1998 1999 2000 2001

fi tt ed ac tual

9.06

9.08

9.10

9.12

9.14

9.16

9.18

01:09 01:10 01:11 01:12 02:01 02:02 02:03

actual dinamic static


38/53

38

Figura 18 M2 actual vs. fitted model II

9.0

9.1

9.2

9.3

9.4

9.5

9.6

9.7

1996 1997 1998 1999 2000 2001

actual fi tted

9.04

9.06

9.08

9.10

9.12

9.14

9.16

9.18

2001:10 2002:01


Figura 19 M2 actual vs. fitted model III

9.0

9.1

9.2

9.3

9.4

9.5

9.6

9.7

1996 1997 1998 1999 2000 2001

actual fi tted

9.06

9.08

9.10

9.12

9.14

9.16

9.18

01:09 01:10 01:11 01:12 02:01 02:02 02:03


Figura 20 M2 actual vs. fitted model ECM parsimonious

8.9

9.0

9.1

9.2

9.3

9.4

9.5

9.6

9.7

1996 1997 1998 1999 2000 2001

actual fit ted

9.04

9.06

9.08

9.10

9.12

9.14

9.16

9.18

2001:10 2002:01


8.9

9.0

9.1

9.2

9.3

9.4

9.5

9.6

9.7

1996 1997 1998 1999 2000 2001

fitted

Forecast: LM2R_SAFActual: LM2R_SAForecast sample: 1996:01 2002:03

Adjusted sample: 1996:03 2002:03Included observations: 73

Root Mean Squared Error 0.018253Mean Absolute Error 0.014995

Mean Abs. Percent Error 0.162360Theil Inequality Coefficient 0.000991Bias Proportion 0.002481

Variance Proportion 0.002368

Covariance Proportion 0.995151


39/53

39

Previzionarea dinamic i static (un pas nainte) sugereaz faptul c modelele

estimate furnizeaz o aproximare rezonabil pentru cererea de bani n perioada 1996-2002

(figurile 17-20), ndeosebi modelul ECM restricionat (parsimonious).

n particular, previzionarea pentru perioada 2001:10-2002:03 ne poate da o idee vis-a-

vis de starea politicii monetare, indicnd (cu erori cuprinse ntre 5 i 25%) faptul c pe

ansamblu cererea de bani real a fost mai mare dect cea estimat, ceea ce a generat un

monetary overhang, politica monetar fiind mai relaxat.

5.4 Un model al spaiului strilor (state space) pentrucererea de bani n Romnia

n aceast seciune vom estima un state space model (time-varying parameters) pentru

cererea de bani n Romnia urmnd o abordare similar cu cea a lui Bomhoff (1991) i

Stracca (2001).

Estimrile efectuate n seciunile anterioare s-au bazat pe stabilitatea parametrilor. Un

model de variaie n timp a parametrilor (time-varying parameters) poate scoate n eviden n

plus fa de estimrile efectuate anterior posibilele modificri n timp a parametrilor de interes

folosind filtre Kalman. De asemenea, un avantaj al acestui model este i faptul c poate evaluaimpactul inovaiilor financiare asupra deinerilor de bani.

n mod concret, vom specifica un model state space n care vom permite explicit

variaia elasticitii cererii de bani n funcie de dobnda pasiv. Modelul este specificat astfel:

tttttt

d

tpDTSDPykm +++++= **** (12)

tttu++=

110 (13)

n aceast specificaie, vom introduce un oc asupra elasticitii cererii de bani n

funcie de dobnda pasiv ca n Stracca (2001). t va fi acum o serie de stare (state series)

dup cum sunt it

it

. Acest lucru se bazeaz pe o serie de studii teoretice (de exemplu

Ireland,1995 i Glenon i Lane, 1996) care au artat c inovaiile financiare, cum ar fi

introducerea unor noi instrumente monetare de ctre intermediarii financiari pot avea un

impact semnificativ asupra elasticitii cererii de bani n funcie de rata dobnzii pentru


40/53

40

activele monetare existente. Teoretic, parametrul poate fi estimat liber. n practic,

elasticitatea n funcie de producie este fixat la valoarea de 1.3520 pentru a ctiga grade de

libertate. Seria de staret

este modelat ca un proces autoregresiv ca n (13) cu 0 i 1

constante. Coeficientul autoregresiv 1 este estimat liber. n practic seriile de stare ,, sunt apoi modelate ca procese random walk. este termenul de eroare cu medie zero,

variaie constanti necorelat cu eroarea u .

Vectorii de cointegrare estimai anterior pot fi considerai cazuri particulare pentru o

specificare de tip variaie n timp a parametrilor ca n ecuaia (12) n care variabilele de

stare nu variaz n timp (adic termenul de eroare din variabilele de stare au variane zero).

Trebuie spus c nu exist nici o garanie c modelul de variaie n timp a parametrilor reflect

ntr-adevr o relaie de cerere de bani, cu alte cuvinte nu poate fi testat o interpretare

structural. Oricum, date fiind similaritile cu specificarea de tip parametrii fici pentru care

exist teste de interpretare structural, este foarte probabil ca modelul s reflecte ntr-adevr o

relaie de cerere de bani.

Modelul de variaie n timp a parametrilor din relaiile (12) i (13) este estimat prin

intermediul unui filtru Kalman pentru eantionul total 1996:01 2002:03. Acest procedeu

presupune maximizarea funciei de verosimilitate maxim utiliznd un algoritm de optimizare

(n cazul nostru algoritmul BHHH Berndt-Hall-Hall-Hausman). Faptul c variabilele sunt

I(1) nu reprezint o problem pentru c modelul de variaie a parametrilor este proiectat s

lucreze cu variabile nestaionare (non-ergodic), pentru c variabilele de stare depind de

valoarea lor anterioar.

Figura 21 Reziduul din estimarea cu filtru Kalman

-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

1996 1997 1998 1999 2000 2001

residual

20 Estimarea liber a acestei elasticiti tinde s conduc la o valoare foarte apropiat de 1.35. Aceast valoareeste foarte apropiat de valoarea estimat prin procedura Johansen (1.39).


41/53

41

Modelul pare s fie bine specificat iar reziduul pare staionar (figura 21). Cum

modelul este specificat n termeni de relaie pe termen lung, reziduul prezint o corelaie

pozitiv (Q statistic Q(6)=14.35[0.00]), reflectnd costurile aducerii deinerilor de bani ctre

valoarea de echilibru.

Figura 22 Elasticitatea cererii de bani funcie de rata dobnzii pasive

-20

-100

10

20

30

40

50

60

70

1996 1997 1998 1999 2000 2001

DP 2 RMSE

Filtered State DP Estimate

O redus dar de notat cretere a valorii absolute a elasticitii cererii de bani funcie de

rata dobnzii pasive este vizibil ncepnd cu prima parte a anului 2000 (figura 22). Acest

lucru semnific faptul c, n condiiile nregistrrii unor progrese ctre un mediu cu inflaie

mai redus i mai predictibil, rate de dobnd de asemenea mai reduse i stabile, crete

preferina pentru lichiditate a agenilor.

O alt remarc care se poate face este legat de scderea brusc a elasticitii cererii de

bani funcie de dobnda pasiv la nceputul anului 1997. Acest lucru se datoreaz dobnzilor

pasive foarte mari (de pn la 120-130% la depozitele la termen) n aceast perioad ceea ce a

determinat ca la o cretere cu un procent a ratei dobnzii, cererea de bani s nu se modifice

foarte mult.


42/53

42

6. CONCLUZII

Judd i Scadding (1982, p. 993) afirm c stabilitatea cererii de bani se traduce n

faptul c cererea de bani este determinat predictibil de un set de variabile, legnd masa

monetar de sectorul real al economiei. Judecnd i dup acest principiu, aceast lucrare a

obinut o funcie a stabil a cererii de bani pentru Romnia n perioada 1996-2002.

Aceast lucrare, analiznd evoluiile macroeconomice i ale sistemului financiar a

identificat doar civa dar relevani factori care au influenat cererea de bani (M2) att n cazul

economiei nchise ct i deschise.

Analiza empiric s-a folosit de procedura Johansen multivariat de cointegrare i de

modele de corecie a erorilor. Analiza cointegrrii a scos n eviden faptul c exist o relaiestaionar pe termen lung ntre masa monetar, producia real, rata dobnzii pasive, rata

dobnzii la titluri de stat, inflaie i deprecierea cursului de schimb. Cointegrarea dintre masa

monetar i alte variabile economice nu implic per se previzionarea inflaiei sau intirea

agregatelor monetare (monetary targeting). Rolul excesului de mas monetar n determinarea

inflaiei depinde de existena exogenitii slabe a inflaiei n funcia cererii de bani21. n

Romnia, dup cum am vzut, inflaia este slab exogen pentru cererea de bani ceea ce

nseamn c aceasta nu este un fenomen monetar.Elasticitatea cererii de bani pe termen lung funcie de producie este mai mare ca 1 dar

nu diferit semnificativ de 1. Variabilele ce se refer la costul de oportunitate au semne n

concordan cu teoria economic.

Elasticitatea cererii de bani pe termen lung funcie de deprecierea cursului de schimb

indic existena unei substituii monetare n Romnia n perioada analizat.

Pe termen scurt, cererea de bani nu este influenat de modificarea produciei reale i a

dobnzii pasive, ea fiind influenat de modificarea dobnzii la titluri de stat i a inflaiei.

Astfel este scoas n eviden reacia publicului la modificarea ratei inflaiei, ceea ce conduce

la ideea ci pe termen scurt agenii achiziioneaz bunuri n schimbul deinerii de bani, ei

anticipnd o cretere a inflaiei.

21 Sriram (1999a).


43/53

43

Creterea elasticitii cererii de bani sugerat de modelul de variaie n timp a

parametrilor ncepnd cu 2000 semnific faptul c odat cu realizarea unor progrese n

domeniul reducerii inflaiei crete preferina pentru lichiditate a agenilor.

Rezultatele sugereaz faptul c cererea de bani este stabil n perioada analizat, dei

sunt uoare semne de instabilitate n 1997. Aceast stabilitate justific folosirea agregatului

M2 ca int intermediar n conducerea politicii monetare de ctre BNR.

Schimbrile care intervin n fucia de reacie a autoritii monetare pot schimba

proprietile de cointegrare i/sau exogenitate ale sistemului.

Rezultatele analizei trebuie privite cu precauie. Un asemenea exerciiu de estimare a

cererii de bani este util n msura n care ne permite s determinm cei mai importani factori

care afecteaz cererea de bani i importana relativ a diverilor determinani. De asemenea,

elasticitile estimate trebuie utilizate cu precauie, fiind dificil s le interpretm caadevratele elasticiti pe termen lung dat fiind scurtimea seriilor utilizate n estimri. Pe

lng acestea, funcia cererii de bani n Romnia este foarte probabil s se schimbe, n

concordan cu schimbrile structurale care apar n economia romneasc. De asemenea,

pentru o cercetare viitoare ar trebui luate n calcul i alte agregate monetare cum ar fi M0 sau

M1 sau un agregat monetar mai extins cum ar fi M2 plus titlurile de stat.


44/53

44

BIBLIOGRAFIE

1) Arestis Ph., (1988), The Demand for Money in Small Developing Economies: An Applicationof the Error Correction Mechanism In: Ph. Arestis (ed.): Contemporary Issues in Money andBanking. Chaltenham, Edward Elgar

2) Arlt, J., M. Guba, S. Radkovsky, M. Sojka, V. Stiller, (2001), Influence of selected factors onthe the demand for money 1994-2000, Czech National Bank Working Paper No. 30, Praha

3) Ball, L. (2001), Another Look at Long-Run Money Demand, Journal of Monetary Economics,

47, 1, pp. 31-44.

4) Bomhoff, E. (1991), Stability and Velocity in the Major Industrial Countries: A Kalman FilterApproach, IMF Staff Papers, 38, 3, pp. 626-642.

5) Brand, C. and N. Cassola (2000), A Money Demand System for Euro Area M3, ECBWorking Paper Series n. 39.

6) Budina, N. and S. van Wijnbergen (1998), "Fiscal Deficits, Monetary Reform and InflationStabilization in Romania", World Bank, Development Research Group

7) Chadha, J. S., Haldane, A. G. and N. G. J. Janssen (1998), Shoe-Leather CostsReconsidered, Economic Journal, 108, 447, pp. 363-382.

8) Charemza, W., D., "New Directions in Econometric Practice: General to Specific Modeling,Cointegration and Vector Autoregression", E. Elgar Publishing Ltd. 1992.

9) Coenen, G. and J. L. Vega (1999),The Demand for M3 in the Euro Area, ECB Working Papern. 6.

10) Cuthbertson, K., D. Bredin, (2001), Money demand in Czech Republic since transition,Journal of Policy Reform

11) Dickey, D. A. and Rossana, R. J. (1994), Cointegrated time series: A guide to estimation andhypothesis testing, Oxford Bulletin of Economic and Statistics, 56 (3), 325-53.

12) Egoume-Bosogo, P., (2000), Money demand in Guyana, IMF Working Paper No. 119

13) Enders, W., (2000), Applied econometric time series, Iowa State University, John Wiley &Sons, Inc

14) Engle R. F., Granger C. W. J. (1987) Cointegration and Error Correction: Representation,Estimation and Testing, Econometrica, 55


45/53

45

15) Ericsson, N. R. (1998), Empirical Modeling of Money Demand, Empirical Economics, 23, 3,pp. 295-315.

16) Ericsson, N. R., D. F. Hendry, K. M. Prestwich, (1998), Friedman and Schwartz (1982)resisted: Assessing annual and phase-average models of money d

Documents

dizertatia romana