of 23 /23
ESTIMAREA EFECTULUI BALASSA-SAMUELSON ÎN ROMÂNIA Lucrare prezentată în cadrul conferinţei „Tinerii economişti”, organizată de Banca Naţională a României Bucureşti, 17 septembrie 2004 Drd. Adrian Codirlaşu Drd. Nicolaie Alexandru-Chideşciuc

Estimarea Efectului Balassa-samuelson

Embed Size (px)

DESCRIPTION

Estimarea Efectului Balassa-samuelson

Text of Estimarea Efectului Balassa-samuelson

  • EESSTTIIMMAARREEAA EEFFEECCTTUULLUUII BBAALLAASSSSAA--SSAAMMUUEELLSSOONN

    NN RROOMMNNIIAA

    Lucrare prezentat n cadrul conferinei Tinerii economiti,

    organizat de Banca Naional a Romniei

    Bucureti, 17 septembrie 2004

    Drd. Adrian Codirlau

    Drd. Nicolaie Alexandru-Chideciuc

  • RREEZZUUMMAATT

    n cazul rilor din Europa Central i de Est (inclusiv al Romniei) s-a observat o tendin de

    apreciere n termeni reali a cursului valutar. Exist mai muli factori care au determinat

    aceast evoluie, ns lucrarea investighez msura n care aceast apreciere real este

    explicat de efectul Balassa-Samuelson, adic de creterea superioar a productivitii muncii

    n Romnia comparativ cu zona euro n sectorul bunurilor tradables (implicat de procesul de

    catching-up).

    Lucrarea testeaz existena efectului Balassa-Samuelson pentru economia Romniei i, n

    plus, ncearc s cuantifice dimensiunea acestui efect. Concluzia este aceea c diferenialul de

    productivitate dintre Romnia i zona euro explic o parte nsemnat din aprecierea cursului

    real (ntre 1,4 i 2,9 puncte procentuale pe an n perioada 1995 2003); n plus, dup 1999,

    conform rezultatelor empirice, s-a nregistrat o accentuare a acestui efect.

    2

  • Modelul Balassa-Samuelson a fost creat ca o alternativ la modelul de determinare pe

    termen lung a cursului de schimb (paritatea puterii de cumprare) care a stat la baza

    majoritii modelelor teoretice ale macroeconomiei internaionale. Conform lui Balassa

    (1964) i Samuelson (1964), cursul valutar al rilor n curs de dezvoltare este subevaluat

    comparativ cu cel sugerat de teoria paritii puterii de cumprare. n plus, o dat cu procesul

    de convergen ctre nivelul de dezvoltare economic a rilor industrializate, cursul lor

    valutar real se va aprecia n termeni reali.

    Ipotezele modelului:

    mobilitatea capitalului n cadrul celor dou sectoare din economie i ntre ri, ceea ce

    implic faptul c rata dobnzii este exogen;

    paritatea puterii de cumprare se verific numai pe sectorul de bunuri tradables =>

    cursul valutar este determinat de nivelul preurilor bunurilor tradables din ar i din

    strintate;

    piaa muncii este competitiv: salariile se egalizeaz ntre sectorul tradables i

    sectorul non-tradables; creterea salariilor reale din sectorul tradables este

    determinat de creterea productivitii muncii n acest sector.

    n aceste condiii, creterea mai rapid de productivitate n sectorul tradables dect n sectorul

    non-tradables conduce la creterea salariilor n primul sector. Datorit competitivitii pieei

    muncii, salariile n sectorul non-tradables vor tinde s se egalizeze cu cele din sectorul

    tradables, conducnd la creterea cheltuielilor de producie i implicit a preului bunurilor

    non-tradables. Ca urmare, o cretere a productivitii n sectorul tradables conduce la o

    majorare a preurilor n sectorul non-tradables, a preurilor relative1 i implicit a preurilor de

    consum (pe baza preurilor non-tradables).

    n cazul n care creterea de productivitate n ar este mai mare dect cea din strintate, rata

    inflaiei va fi mai ridicat n ar dect n strintate i, ca urmare, cursul valutar real (calculat

    pe baza IPC) se va aprecia n termeni reali. Modelul teoretic este prezentat n Anexa I.

    1 raportul dintre preurile produselor non-tradables i cele ale produselor tradables

    3

  • Testarea existenei efectului Balassa-Samuelson n Romnia a fost realizat n dou etape.

    1. Verificarea ipotezelor modelului (Anexa II):

    paritatea puterii de cumprare pentru cursul leu/euro;

    competitivitatea pieei muncii;

    mobilitatea capitalului.

    Conform rezultatelor econometrice, n cazul testrii PPP pentru cursul de schimb real

    leu/euro calculat pe baza indicelui preurilor produciei industriale, testul Augmented Dickey-

    Fuller (ADF) confirm staionaritatea cursului valutar real (la 5 la sut nivel de relevan),

    testul Phillips-Perron (PP) respingnd-o. n cazul testrii PPP pentru cursul real calculat pe

    baza indicelui preurilor de consum, cele dou teste au respins ipoteza staionaritii seriei.

    Graficul 1. Cursul de schimb real ROL/EUR calculat pe baza IPC i IPPI

    2.6

    2.8

    3.0

    3.2

    3.4

    3.6

    3.8

    4.0

    1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004

    ROL/EUR (IPC) ROL/EUR (IPPI)

    n privina pieei muncii, ncepnd din anul 2000 se manifest o tendin de egalizare a

    salariilor din comer i construcii cu cele din industrie. Pentru evidenierea acestei evoluii au

    fost calculate salariile relative (ca raport ntre salariile din industrie i salariile din sectorul

    non-tradables), iar pe baza filtrului Hodrick-Prescott a fost surprins trendul acestora (Graficul

    nr. 3). Evoluiile divergente ale salariilor pe anumite sectoare sunt datorate restriciilor (de

    exemplu, studiile necesare) n ceea ce privete accesul la o anumit profesie (sectorul pot i

    telecomunicaii, sectorul financiar-bancar).

    Pentru testarea transmiterii unei creteri salariale din sectorul tradables n sectorul non-

    tradables s-a construit un model VAR pe baza salariilor nominale, ajustate sezonier, din cele

    cinci sectoare considerate pentru perioada aprilie 1996 aprilie 2004 i s-au construit

    4

  • funciile de impuls-rspuns al unui oc al salariului nominal n industrie asupra celorlalte

    salarii. Conform rezultatelor funciilor de impuls-rspuns salariile nominale din celelalte

    sectoare non-tradables rspund la un oc al salariilor din sectorul tradables.

    Graficul 2. Evoluia salariilor nominale (serii ajustate sezonier)

    1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002

    Total economieIndustrieConstructii

    ComertPosta si telecomunicatiiSector financiar

    Graficul 3. Evoluia salariilor relative

    0.2

    0.4

    0.6

    0.8

    1.0

    1.2

    1.4

    96 97 98 99 00 01 02 03

    ComertConstructii

    Servicii financiarePosta si telecomunicatii

    n ceea ce privete legtura dintre creterea productivitii i creterea salariilor reale n

    industrie, nu a fost gsit o relaie de cointegrare.

    Cea de-a treia ipotez mobilitatea capitalului, este ndeplinit parial datorit faptului c

    procesul de liberalizare a contului de capital a nceput n anul 2001.

    5

  • 2. Testarea existenei efectului Balassa-Samuelson pe baza ecuaiilor de cointegrare:

    transmiterea creterii productivitii din sectorul tradables ctre preurile relative, inflaie i

    apreciere real a monedei naionale.

    Conform rezultatelor econometrice (Anexa III), n Romnia, n perioada ianuarie 1994

    aprilie 2003, s-a nregistrat prezena efectului Balassa-Samuelson. Acesta a fost pus n

    eviden pe baza ecuaiei de cointegrare ntre productivitatea muncii n industrie i preurile

    relative (mecanismul intern de transmisie) i a ecuaiilor de cointegrare ntre diferenialul

    productivitii muncii, diferenialul preurilor relative i cursul valutar real (mecanismul

    extern de transmisie). De asemenea, pe baza unui model cu vectori de corecie a erorilor

    (VEC), a fost pus n eviden faptul c o cretere mai rapid a productivitii n Romnia fa

    de zona euro conduce la o apreciere n termeni reali a leului fa de euro.

    Astfel, se poate aprecia c, n condiiile manifestrii efectului Balassa-Samuelson, procesul de

    catching up va conduce i n viitor la o apreciere n termeni reali a monedei naionale. n plus,

    datorit creterii probabile a ponderii sectorului non-tradables n PIB i implicit n coul IPC,

    acest efect va fi accentuat.

    Grafic 4. Productivitatea muncii n industrie i preurile relative

    0

    50

    100

    150

    200

    250

    Jan-

    94

    Jul-9

    4

    Jan-

    95

    Jul-9

    5

    Jan-

    96

    Jul-9

    6

    Jan-

    97

    Jul-9

    7

    Jan-

    98

    Jul-9

    8

    Jan-

    99

    Jul-9

    9

    Jan-

    00

    Jul-0

    0

    Jan-

    01

    Jul-0

    1

    Jan-

    02

    Jul-0

    2

    Jan-

    03

    Jul-0

    3

    Jan-

    04

    0.0000

    0.5000

    1.0000

    1.5000

    2.0000

    Preuri relative (scala din dreapta)Productivitate n industrie - serie ajustat sezonier (ian. 1994 = 100)

    procente

    Estimarea efectului Balassa-Samuelson n Romnia asupra cursului valutar i a

    diferenialului de inflaie a fost realizat pe baza celor dou metodologii utilizate n testarea

    acestuia.

    6

  • n perioada 1995 2003, impactul efectului Balassa-Samuelson asupra diferenialului de

    inflaie dintre Romnia i zona euro a fost ntre 1,7 i 2,4 puncte procentuale pe an (Anexa

    IV).

    Comparativ cu statele ce au aderat la Uniunea European n primul val, efectul Balassa-

    Samuelson asupra cursului valutar este mai ridicat n Romnia (Tabelul nr. 1). n perioada

    1995 2003, efectul Balassa-Samuelson asupra cursului real leu/euro, a avut o valoare medie

    cuprins ntre 1,4 i 1,6 puncte procentuale pe an (Anexa IV). ncepnd cu anul 1999, se

    constat o majorare a acestui efect, valorile medii2 (utiliznd mai multe metodologii de calcul)

    fiind cuprinse ntre 2,7 i 3,8 puncte procentuale pe an.

    Tabelul 1. Estimri ale efectului Balassa-Samuelson pentru ri din Europa Central i de Est

    pentru anii 90 fa de Germania

    Apreciere real

    anual Valoarea estimat a efectului Balassa-Samuelson

    Calculat Estimat econometric Republica Ceh 4,9 1,6 0,1 Ungaria 2,4 1,9 1,0 2,0 Polonia 5,8 - 1,2 1,5 Slovacia 4,3 1,0 - 2,0 - Slovenia 2,2 0,7 1,4 1,0 - 2,0 pentru perioada 1999 2003 fa de zona euro Romania 0,52 - 2,7 3,8

    Sursa: Mihaly Andras Kovacs, NBH Working Paper 2002/5, p.3; estimri BNR

    Aceast valoare ridicat comparativ cu rile din primul val de aderare la Uniunea European

    (Tabelul nr. 1) se datoreaz ritmului mai alert al procesului de convergen a economiei

    romneti n situaia n care condiiile iniiale au fost mai nefavorabile. Astfel, creterea rapid

    a productivitii muncii, n special n sectorul tradables, va conduce la presiuni inflaioniste

    (datorit majorrii preurilor relative) i la aprecierea real a monedei naionale.

    n acest context, politica de curs de schimb a bncii centrale nu trebuie s contracareze

    efectul Balassa-Samuelson, ci trebuie s permit o apreciere n termeni reali a monedei

    naionale echivalent cu acest efect. Datorit creterii superioare a productivitii muncii n

    sectorul tradables, acesta va fi n msur s suporte aceast apreciere a monedei naionale,

    fr a pierde competitivitate extern.

    2 pe perioada 1999 - 2003

    7

  • n plus, pe lng creterea susinut a productivitii muncii, mbuntirea situaiei

    macroeconomice i randamentele sczute pe plan internaional vor conduce i la majorarea

    volumului intrrilor de capital, crend astfel presiuni suplimentare pentru aprecierea real a

    monedei naionale. n aceste condiii, n vederea meninerii echilibrului macroeconomic, pe

    lng politica de curs de schimb a bncii centrale, este necesar i o politic fiscal adecvat.

    O politic fiscal restrictiv n timpul influxurilor de capital ajut la restrngerea cererii

    agregate i la atenuarea creterii preurilor, poate limita aprecierea real a cursului valutar (n

    special atunci cnd cea mai mare parte a cheltuielilor guvernamentale se datoreaz bunurilor

    non-tradables), poate limita deficitul contului curent, poate descuraja influxuri suplimentare

    (prin reducerea ratei dobnzii) i poate spori gradul de economisire.

    n practic, conform lui Bercuson i Koenig (1993), majoritatea rilor emergente (cu excepia

    Indoneziei i Thailandei) nu au implementat politici fiscale restrictive n timpul influxurilor

    de capital, n condiiile n care aceste msuri nu s-au bucurat de suficient suport politic. n

    plus, presiunile de cretere a cheltuielilor guvernamentale se pot intensifica n situaia n care

    guvernul are acces facil la surse externe de finanare.

    8

  • BBIIBBLLIIOOGGRRAAFFIIEE

    1. Balassa, Bela, 1964, The Purchasing Power Parity Doctrine: A Reapraisal, Journal of Political Economy 72, p 584 - 596

    2. Bercuson, Kenneth B. i Koenig, L. M., 1993, The Recent Surge in Capital Inflows to Three ASEAN Countries: Causes and Macroeconomic Impact, Occasional Paper No. 15, The South East Asian Central Banks, Kuala Lumpur, Malaysia

    3. Egert, Balazs, 2002, Investigating the Balassa-Samuelson Hypothesis in Transition: Do We Understand What We See?, Discussion Paper No. 6, Institute for Economies in Transition, BOFIT, Bank of Findland

    4. Egert, Balazs, 2003, Nominal and Real Convergence in Estonia: The Balassa-Samuelson (Dis)connection. Tradable Goods, Regulated Prices and Other Culprits, William Davidson Institute, Working Paper No. 556

    5. Egert, Balazs, 2001, Estimating the Impact of the Balassa-Samuelson Effect on Inflation during the Transition: Does It Matter in the Run-Up to EMU? The case of the Czech Republic, Hungary, Poland, Slovakia and Slovenia, East European Transition and EU Enlargement: a Quantitative Approach, Gdansk, 15 21 June, 2001

    6. Faria, Joao Ricardo i Miguel Leon-Ledesman, 2000, Testing the Balassa-Samuelson Effect: Implications for Growth and PPP

    7. Golstein, Morris, 1995, Coping with Too Much of a Good Thing; Policy Responses for Large Capital Inflows in Developing Countries, World Bank Policy Research Working Paper 1507

    8. Kovacs, Mihaly Andras, 2002, On the Estimated Size of the Balassa-Samuelson Effect in Five Central and Eastern European Countries, NBH Working Paper 2002/5

    9. Mark, Nelson C., 2001, International Macroeconomics and Finance Theory and Econometric Methods, Blackwell Publishers

    10. Obstfeld, Maurice i Keneth Rogoff, 1996, Foundations of International Economics, MIT Press

    11. Rogoff, Kenneth, 1996, The Purchasing Power Parity Puzzle, Journal of Economic Literature, Vol. XXXIV, June

    9

  • 12. Samuelson, Paul A., 1964, Theoretical Notes on Trade Problems Review of Economics and Statistics 46, p 145 - 154

    13. Sarno, Lucio i Mark Taylor, 2002, The Economics of Exchange Rates, Cambridge University Press

    10

  • AAnneexxaa II

    MMOODDEELLUULL TTEEOORREETTIICC AALL EEFFEECCTTUULLUUII BBAALLAASSSSAA--SSAAMMUUEELLSSOONN

    I. Caz general

    Fie o economie mic cu dou sectoare, tradables i non-tradables, i funciile de producie

    corespunztoare celor dou sectoare:

    ( )T , LKFAY TTT = ( )NTNTNTNT LKGAY ,=

    unde:

    AT, ANT reprezint productivitatea agregat a factorilor de producie (total factor productivity)

    pentru sectorul tradables i respectiv non-tradables;

    LT, LNT fora de munc ocupat n cele dou sectoare;

    KT, KNT capitalul utilizat n cele dou sectoare.

    Valoarea actualizat a profiturilor la nivelul celor dou sectoare exprimat n preuri tradables

    este:

    ( )[ ]TsTssTsTsTsts

    tsKLWLKFA

    r 1 ,

    11

    +

    =

    +

    ( )[ ]NTsNTssNTsNTsNTssts

    ts

    KLWLKGApr 1

    ,1

    1+

    =

    +

    unde:

    p preurile relative;

    W salariul nominal.

    Prin aplicarea condiiilor de ordinul nti n vederea maximizrii profiturilor din cele dou

    sectoare, obinem:

    ( ) RkfA TT = , ( ) ( )[ ] WkkfkfA TTTT = ( ) RkgAp NTNT = , ( ) ( )[ ] WkkgkgAp NTNTNTNT =

    unde:

    11

  • R rata dobnzii nominale externe, TT

    T

    LKk = , NT

    NTNT

    LKk = i ( ) ( )kfLKF =, ,

    . ( ) (kgLKG =, )

    Prin logaritmare i difereniere se obin relaiile:

    WY

    LWA TT

    T = i WYpLWAp NT

    NTNT

    =+

    din care rezult mecanismul intern de transmisie a efectului Balassa-Samuelson:

    NTT

    T

    T

    NT

    NT

    AA

    YLW

    YpLW

    p

    = (unde X

    dXX = )

    Aa cum se poate observa, creterea mai rapid a productivitii n sectorul tradables fa de

    cel non-tradables va determina presiuni inflaioniste n acesta din urm ca urmare a creterilor

    salariale. Presiunile sunt cu att mai mari cu ct fora de munc din sectorul non-tradables

    este mai mare fa la cea din sectorul tradables.

    Se presupune c nivelul preurilor este o medie geometric a preurilor din sectoarele

    tradables i non-tradables, cu ponderile i 1-. Nivelul preurilor din sectorul tradables este

    normalizat la 1.

    = 1pP i , unde = 1** )( pP P i *P reprezint nivelul preurilor din ar i din

    strintate.

    Din aceast relaie rezult mecanismul extern de transmisie a efectului Balassa-Samuelson:

    = )()()1( *** NTNTTT

    T

    T

    NT

    NT

    AAAA

    YLW

    YpLW

    PP .

    II. Caz particular output determinat de o funcie de producie de tip Cobb-Douglas

    Fie funciile de producie, cu randamente de scar constante, pentru sectorul tradables (YT) i

    non-tradables (YNT):

    12

  • ( ) ( )( ) ( ) NTNT

    TT

    NTNTNTNT

    TTTT

    KLAY

    KLAY

    =

    =1

    1

    unde: NTT , - elasticitile factorului de producie munc n cele dou sectoare.

    Corespunztor celor dou sectoare se pot scrie funciile de profit (G):

    TTTTT LWKRYPG = NTNTNTNTNT LWKRYPG =

    Maximizarea profitului n cele dou sectoare implic egalitatea dintre preul muncii (salariul)

    i produsul marginal al muncii, respectiv preul capitalului (rata dobnzii) i produsul

    marginal al capitalului:

    NT

    NTNT

    T

    TT

    NT

    NTNT

    T

    TT

    KYPR

    KYPR

    LYPW

    LYPW

    =

    =

    =

    =

    ,

    ,

    sau

    ( )PRKLA

    KY

    PWKLA

    LY

    ==

    ==

    1

    11

    Pentru o economie mic i deschis, rata dobnzii este impus de ctre pieele financiare

    internaionale. Ca urmare, pe termen scurt aceasta poate fi considerat constant. Logaritmnd

    cele dou relaii (notnd cu liter mic logaritmul), scriind ecuaiile salariului i ratei dobnzii

    pentru cele dou sectoare la momentul t i momentul t-1 i sczndu-le una din alta, rezult:

    ( )

    +=

    TTTT lkaw 1

    ( )

    ++=

    NTNTNTNTNT lkapw 1

    0=

    TTTT lka

    13

  • 0=

    +

    NTNTNTNTNT lkap

    unde ( ) ( 1lnln

    = tt XXx )Din cele patru ecuaii se pot obine relaiile:

    =

    ==

    =

    NTTT

    NTNT

    T

    TTTNTNT

    aap

    awlklk

    Conform ultimei relaii, denumit mecanismul intern de transmitere a efectului Balassa-

    Samuelson, preurile relative vor crete o dat cu creterea superioar a productivitii n

    sectorul tradables comparativ cu sectorul non-tradables. n plus, faptul c sectorul non-

    tradables depinde n mai mare msur de fora de munc dect sectorul tradables (n general,

    > ) conduce la accentuarea acestei tendine. NT T

    Extinznd modelul pentru cazul cu dou ri i aplicnd acelai raionament n cazul rii

    partenere (notat cu *), ntre creterea diferenialului de productivitate i modificarea

    preurilor relative ar trebui s existe o relaie de forma:

    =

    **** NTTNTTTNTTNT aaaapppp .

    Relaia anterioar se poate obine prin exprimarea inflaiei n preuri tradables i non-

    tradables i calculul diferenialului de pre:

    ( ) ( )

    +

    =

    *** *11 NTTNTTTT aaaapppp

    unde ( * ) indic ponderea bunurilor tradables n coul IPC n ar, respectiv n strintate.

    Pentru a se determina legtura dintre diferenialul preurilor relative i cursul real calculat pe

    baza IPC, se nlocuiete IPC (att din ar ct, i din strintate) din formula cursului de

    schimb real cu , respectiv obinndu-se: ( )

    += NTT ppp 1 ( )

    += ** *1** NTT ppp

    ( ) ( )

    +

    +=

    *** *11 TNTTNTTT ppppppeq .

    Presupunnd n continuare c structura celor dou couri de consum, din ar i strintate,

    este similar i c versiunea relativ a PPP se verific pentru bunurile din cadrul sectorului

    tradables, relaia anterioar se simplific la:

    14

  • ( )

    =

    **1 TNTTNT ppppq .

    Din aceast relaie i din o serie de rezultate obinute anterior putem deduce legtura direct

    ntre diferenialul de productivitate i cursul de schimb real calculat pe baza IPC:

    ( ) ( )

    =

    **

    *

    *

    *11 NTTTNT

    NTTT

    NT

    aaaaq

    .

    15

  • AAnneexxaa IIII

    TTEESSTTAARREEAA IIPPOOTTEEZZEELLOORR MMOODDEELLUULLUUII BBAALLAASSSSAA--SSAAMMUUEELLSSOONN

    PPEENNTTRRUU EECCOONNOOMMIIAA RROOMMNNEEAASSCC

    1. Testarea ipotezei paritii puterii de cumprare (PPP se verific numai pe sectorul de

    bunuri tradables, ca urmare, cursul valutar este determinat de preurile bunurilor tradables din

    ar i din strintate).

    tttt PPS += ,

    unde:

    St cursul valutar nominal;

    Pt nivelul preurilor din ar (IPC/IPPI); *

    tP nivelul preurilor din strintate (IPC/IPPI);

    t termen rezidual (cursul valutar real).

    ntruct cursul valutar nominal i nivelul preurilor din ar i din strintate sunt serii

    nestaionare, pentru ca PPP s se verifice (s existe o relaie de cointegrare ntre cele trei

    variabile), cursul valutar real trebuie s fie staionar. Prin urmare, verificarea PPP se

    realizeaz fie prin testarea staionaritii cursului valutar real, fie prin testarea existenei unei

    relaii de cointegrare ntre cele trei variabile i punnd restricii asupra coeficienilor nivelului

    preurilor din ar i din strintate.

    Pentru verificarea acestei ipoteze, a fost folosit ca proxy pentru preurile tradables indicele

    preurilor produciei industriale.

    n cazul testrii PPP prin indicele preurilor produciei industriale pentru intervalul 1995 trim.

    I 2004 trim. I, testul ADF confirm staionaritatea cursului valutar real (la 5 la sut nivel de

    relevan), testul Phillips-Perron respingnd-o. Staionaritatea cursului real leu/euro calculat

    pe baza indicilor preurilor de consum, pe acelai interval este infirmat de cele dou teste de

    staionaritate (Tabelulul nr. II.1.). Faptul c nu poate fi demonstrat respectarea ipotezei c

    paritatea puterii de cumprare pentru bunuri tradables este verificat arat c efectul Balassa-

    Samuelson nu este singurul determinant al cursului valutar real.

    16

  • Tabelul II.1. Rezultatele testelor de staionaritate

    ADF Phillips-Perron t-statistic prob. asoc. t-statistic prob. asoc. ROL/EUR real (IPC) - nivel -2.124 0.237 -1.356 0.592 ROL/EUR real (IPC) - prima diferen -3.064 0.040 -5.007 0.000 ROL/EUR real (IPPI) - nivel -4.091 0.015 -2.782 0.212 ROL/EUR real (IPPI) - prima diferen -3.891 0.005 -6.291 0.000

    2. Testarea ipotezei competitivitii pieei muncii (salariile se egalizeaz ntre sectorul

    tradables i sectorul non-tradables).

    n vederea testrii acestei ipoteze, pentru salariile din sectorul tradables au fost utilizate ca

    proxy salariile din industrie, iar pentru salariile din sectorul non-tradables au fost considerate

    salariile din construcii, pot i telecomunicaii, comer i sectorul financiar-bancar.

    Pentru testarea transmiterii unei creteri salariale din sectorul tradables n sectorul non-

    tradables s-a construit un model VAR pe baza salariilor nominale, ajustate sezonier, din cele

    cinci sectoare pentru perioada aprilie 1996 aprilie 2004 i s-au construit funciile de impuls-

    rspuns al unui oc al salariului real n industrie asupra celorlalte salarii.

    Conform rezultatelor funciilor de impuls-rspuns, toate salariile nominale din sectoarele non-

    tradables rspund la un oc al salariilor din sectorul tradables (Graficul nr. II.1.).

    17

  • Graficul II.1. Rspunsul la un oc al salariului nominal n industrie

    .008

    .012

    .016

    .020

    .024

    .028

    .032

    .036

    1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

    al salariilor din industrie

    .008

    .012

    .016

    .020

    .024

    .028

    1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

    al salariilor din comert

    .004

    .008

    .012

    .016

    .020

    .024

    .028

    1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

    al salariilor din constructii

    .00

    .01

    .02

    .03

    .04

    .05

    1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

    al salariilor din posta si telecomunicatii

    -.01

    .00

    .01

    .02

    .03

    .04

    .05

    1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

    al salariilor din sectorul financiar

    18

  • AAnneexxaa IIIIII

    TTEESSTTAARREEAA MMOODDEELLUULLUUII BBAALLAASSSSAA--SSAAMMUUEELLSSOONN

    Pentru testare se parcurg urmtoarele etape:

    Testarea mecanismului intern de transmisie a efectului Balassa-Samuelson: existena unei

    relaii de cointegrare ntre preurile relative (raportul dintre preurile bunurilor non-

    tradables i cele ale bunurilor tradables) i productivitatea muncii. ntre aceste dou serii

    ar trebui s existe o relaie pozitiv, n sensul c o cretere a productivitii muncii

    conduce la o cretere a preurilor relative.

    Testarea mecanismului extern de transmisie: existena unor relaii de cointegrare ntre

    diferenialul de productivitate a muncii, diferenialul preurilor relative i cursul valutar

    real (calculat pe baza indicelui preurilor de consum), n sensul c o cretere mai rapid a

    productivitii n ar fa de strintate conduce la creterea diferenialului preurilor

    relative, iar aceasta va determina aprecierea n termeni reali a monedei naionale.

    Ca proxy pentru preurile relative a fost utilizat raportul dintre IPC pentru servicii i IPPI. Ca

    proxy pentru productivitatea agregat a factorilor de producie (total factor productivity), a

    fost utilizat productivitatea n industrie.

    Conform testului de cointegrare Johansen, pentru Romnia, n perioada trim. I 1994 trim. I

    2004, exist o relaie de cointegrare ntre preurile relative i productivitatea muncii n

    industrie (mecanismul intern), iar coeficientul productivitii muncii este pozitiv (Tabelul nr.

    III.1.).

    Tabelul III.1. Ecuaia de cointegrare ntre productivitatea muncii n industrie

    i preurile relative

    Cointegrating Eq: CointEq1 REL_PR_RO(-1) 1.000000

    L_PROD_RO_SA(-1) -3.146349

    (0.45231) [-6.95613]

    C 15.45004

    19

  • n vederea testrii mecanismului extern de transmisie a efectului Balassa-Samuelson dintre

    Romnia i zona euro, au fost utilizate dou metodologii pentru perioada trim. I 1995 trim.

    IV 2003:

    Construirea unui model VEC, cu urmtoarele variabile: diferenialul de productivitate

    dintre Romnia i zona euro, diferenialul preurilor relative dintre Romnia i zona

    euro i cursul real leu/euro (deflatat pe baza IPC);

    Testarea, prin modele VEC bivariate, a relaiilor de cointegrare dintre: diferenialul de

    productivitate i diferenialul preurilor relative, diferenialul preurilor relative i

    cursul valutar real, diferenialul de productivitate i cursul valutar real.

    Conform modelului VEC multivariat, exist dou relaii de cointegrare ce corespund

    mecanismului de transmisie a efectului Balassa-Samuelson: o relaie ntre diferenialul de

    productivitate i diferenialul preurilor relative i o relaie de cointegrare ntre diferenialul

    preurilor relative i cursul valutar real (Tabelul nr. III.2.).

    Tabel III.2. Vectorii de cointegrare ai modelului VEC

    Cointegrating Eq: CointEq1 CointEq2 RER_EUR(-1) 1.000000 0.000000

    DIFF_PROD_RO_EU(-1) 0.000000 -5.362524

    (1.58659) [-3.37991]

    DIFF_RELPR_RO_EU(-1) 0.682498 1.000000 (0.05330) [ 12.8042]

    C -3.193838 0.341596

    Conform celei de-a doua metodologii, exist relaii de cointegrare ntre diferenialul de

    productivitate i diferenialul preurilor relative i ntre diferenialul preurilor relative i

    cursul valutar real (Tabelul nr. III.3.).

    Tabelul nr. III.3. Ecuaiile de cointegrare bivariate

    Cointegrating Eq: CointEq1 DIFF_RELPR_RO_EU(-1) 1.000000

    DIFF_PROD_RO_EU(-1) -6.646758

    (1.35573) [-4.90271]

    C 0.479721

    20

  • Cointegrating Eq: CointEq1

    RER_EUR(-1) 1.000000

    DIFF_RELPR_RO_EU(-1) 0.603496 (0.09672) [ 6.23939]

    C -3.178460

    21

  • AAnneexxaa IIVV

    EESSTTIIMMAARREEAA EEFFEECCTTUULLUUII BBAALLAASSSSAA--SSAAMMUUEELLSSOONN NN RROOMMNNIIAA

    Efectul Balassa-Samuelson a fost calculat pentru fiecare dintre cele dou metodologii utilizate

    pentru testarea sa, pe baza seriilor de date pentru diferenialul de productivitate i trendul

    acestora (calculat pe baza filtrului Hodrick-Prescott) i ponderea bunurilor tradables n

    indicele preurilor de consum (Tabelul nr. IV.1). n cuantificarea acestui efect s-a inut cont de

    ponderea preurilor bunurilor non-tradables n coul IPC (media pe perioada analizat fiind

    de 13,5 la sut).

    Tabelul nr. IV.1. Efectul Balassa-Samuelson asupra cursului valutar

    Efectul Balassa-Samuelson Efectul Balassa-Samuelson (pe baza filtrului Hodrick-Prescott) Perioada VEC multivariat VEC bivariat VEC multivariat VEC bivariat

    1995 -2.843 -3.116 -0.312 -0.342 1996 -2.664 -2.919 0.039 0.043 1997 3.938 4.316 0.402 0.440 1998 5.679 6.224 0.030 0.032 1999 -2.468 -2.705 -0.988 -1.083 2000 -3.297 -3.614 -2.316 -2.538 2001 -7.175 -7.864 -3.261 -3.574 2002 -4.302 -4.715 -3.443 -3.773 2003 0.067 0.073 -3.447 -3.778 Total -10.646 -11.668 -11.754 -12.882

    Medie anual -1.452 -1.591 -2.691 -2.949

    Similar a fost calculat i impactul efectului Balassa-Samuelson asupra diferenialului de

    inflaie dintre Romnia i zona euro. Avnd n vedere faptul c ponderea preurilor bunurilor

    non-tradables n coul IPC este redus, diferenialul de inflaie explicat de efectul Balassa-

    Samuelson este ntre 1,7 i 2,4 puncte procentuale pe an, n perioada 1995 2003 (Tabelul nr.

    IV.2.).

    22

  • Tabelul nr. IV.2. Efectul Balassa-Samuelson asupra diferenialului de inflaie

    Diferenial inflaie Diferenial inflaie efectiv, explicat de: Diferenial inflaie trend

    Hodrick-Prescott, explicat de: Perioada Efectiv Trend Hodrick-Prescott

    Modelul VEC

    Modelul bivariat

    Modelul VEC

    Modelul bivariat

    1995 16.019 39.798 4.165 5.163 0.457 0.566 1996 38.574 53.147 3.903 4.837 -0.058 -0.071 1997 94.621 51.377 -5.770 -7.151 -0.589 -0.730 1998 35.457 46.219 -8.321 -10.314 -0.043 -0.054 1999 41.058 39.539 3.617 4.483 1.448 1.794 2000 32.371 32.713 4.831 5.988 3.393 4.206 2001 24.628 26.740 10.513 13.031 4.778 5.922 2002 14.640 22.571 6.304 7.813 5.044 6.252 2003 11.789 20.666 -0.098 -0.122 5.051 6.260 Total 309.158 332.770 15.599 19.334 17.221 21.346

    Medie anual 34.351 36.974 1.733 2.148 1.913 2.372

    23

    ESTIMAREA EFECTULUI BALASSA-SAMUELSONN ROMNIAGraficul 2. Evoluia salariilor nominaleGraficul 3. Evoluia salariilor relative

    I. Caz generalII. Caz particular output determinat de o funcie de produTabelul II.1. Rezultatele testelor de staionaritateGraficul II.1. Rspunsul la un oc al salariului nominal n

    TESTAREA MODELULUI BALASSA-SAMUELSONTabelul III.1. Ecuaia de cointegrare ntre productivitatea i preurile relativen vederea testrii mecanismului extern de transmisie a efecTabelul nr. III.3. Ecuaiile de cointegrare bivariate

    ESTIMAREA EFECTULUI BALASSA-SAMUELSON N ROMNIAVEC