INDICELE CONDITIILOR MONETARE: UN INDICATOR AL POLITICII MONETARE ÎN ROMÂNIA

 

 

 

Lucian Croitoru

Cornel Târhoaca

 

 

 

 

 

Bucuresti

29 martie 2001

 

 

 

I. INTRODUCERE

 

În strategia lor de a controla infla\ia, în deceniul noua, unele tari au abandonat tintele intermediare în favoarea tintirii directe a nivelului proiectat al inflatiei si al cresterii economice.  Între tarile în tranzitie, Republica Ceha a fost  prima în care a adoptat, în 1998 tintirea inflatiei nete, cu o sarcina de 3,5-5,5% pentru anul 2000.  De asemenea, Polonia a anuntat, în introducerea la Strategia pe Termen Mediu a Politicii Monetare pentru perioada 1999-2003 tintirea directa a inflatiei de baza (core inflation), cu o tinta de 8-8,8% pentru 1999 si de sub 4% pentru anul 2003.  Pe drumul integrarii ei în Uniunea Europeana, România  ar putea decide adoptarea aceleiasi strategii, prin trecerea la tintirea inflatiei începând din anul 2003. 

 

Adoptarea acestei strategii stimuleaza interesul pentru estimarea unor indicatori care sa indice schimbarile în caracterul politicii monetare si efectele acesteia asupra productiei sau inflatiei.  În acelasi timp, creste interesul pentru utilizarea acestor estimari în conducerea politicii monetare.  Pe plan conceptual, modificarile principalelor canale prin care politica monetara influenteaza tinta finala definesc “conditiile monetare”.  Modificarea acestor conditii sunt surprinse prin estimarea unor “indici ai conditiilor monetare”, indici care devin indicatori informativi pentru decizii de politica monetara.   

 

În prezent, estimarea indicelui conditiilor monetare (ICM) pentru România ar avea exclusiv valoare informativa din moment ce exista, în mod explicit, o tinta intermediara – baza monetara. Din acest motiv, indicele nu ar putea fi utilizat ca tinta operationala. 

 

Exista doua motive pentru care informatiile oferite de estimarea unor indici ai conditiilor monetare ar putea fi de interes pentru România, chiar daca strategia tintirii directe a inflatiei nu se va adopta.

 

Primul motiv este dat de faptul ca, din cauza restrictiilor economice cu care se confrunta economia româneasca, autoritatea monetara, ajunge sa aiba, de facto si alta tinta finala decât inflatia. Indicele conditiilor monetare poate oferi informatii asupra variatiei caracterului (stance) politicii monetare (restrictiva sau relaxata). Fluctuatiile politicii monetare apar si din cauza incosecventei în mentinerea unei singure tinte finale (inflatia). Desi în România tinta intermediara a politicii monetare o constituie agregatul monetar, al carui control este presupus a fi compatibil cu tinta finala (inflatia) asumata prin programele monetare anuale, deciziile de politica monetara sunt luate având în vedere si obiective privind contul curent si rezervele valutare oficiale. Din cauza incapacitatii politicii fiscale de a-si asuma obiectivul contului curent, s-a ajuns la situatia în care masurile de politica monetara nu pot fi canalizate exclusiv catre reducerea inflatiei fara a genera costuri în termenii deteriorarii contului curent sau ai rezervelor valutare oficiale. În acest fel, chiar daca tinta intermediara a bazei monetare continua sa existe ca orientare explicita a politicii monetare, ea este adeseori parasita de facto în cursul unor luni în favoarea urmaririi directe a altor variabile, cum ar fi rata de schimb si rata dobânzii la diferite instrumente de politica monetara.  Rata de schimb si rata dobânzii ajung, în anumite perioade, fie tinte intermediare fie tinte operationale. Efectul combinat al modificarilor în aceste variabile poate sa relaxeze sau sa înaspreasca “conditiile monetare”. O relaxare a politicii monetare, poate altera obiectivul de inflatie. Indicele conditiilor monetare ar arata care dintre canale a fost mai mult utilizat pentru relaxarea politicii monetare.

 

Distinctia dintre tinta intermediara si tinta operationala este data de (Freedman, 1994): a) viteza cu care o schimbare în instrumentele monetare afecteaza variabila tinta finala (în cazul României, conform legii, tinta finala este inflatie dar si rata de schimb), precum si de b) natura tintei.  În ultimul caz, tinta intermediara este o variabila  care poate functiona ca ancora nominala a sistemului, iar tinta operationala este o variabila care nu poate functiona ca ancora nominala a sistemului. Pe baza acestei distinctii, putem spune ca, în România, variabila rata de schimb ajunge sa devina, pentru unele perioade, tinta intermediara, iar rata dobânzii devine, adeseori, tinta operationala a politicii monetare. Cel mai adesea, deciziile de politica monetara ajung sa fie fondate cu ochii pe patru variabile concomitent: rata de schimb, rata dobânzii, baza monetara si nivelul rezervelor.

 

Cel de-al doilea motiv este generat de perspectiva integrarii în Uniunea Europeana si a optiunilor pe care o tara candidata la integrare le are în ceea ce priveste integrarea în uniunea monetara.  Din punctual de vedere al integrarii monetare, integrarea în UE înseamna, în primul stadiu, adoptarea reglementarilor relevante din acquis-ul comunitar.  În al doilea stadiu, intrarea în UE atrage obligatoriu intrarea în EMU, desi nu are loc adoptarea monedei unice pentru nou veniti. În acest stadiu, exista obligativitatea evitarii fluctuatiilor ratei de schimb si a deprecierilor competitive. De asemenea, se poate adera, pe baze voluntare, la ERM-II, care presupune un aranjament formal privind variatia nominala a ratei de schimb cu +/- 15%). Obligatia din al doilea stadiu poate fi mai usor atinsa daca se alege ca ancora inflatia. În plan practic, aceasta ar echivala cu trecea de la controlul bazei monetare la tintirea inflatiei. În al treilea stadiu, când convergenta nominala si reala este îndeplinita, are loc adoptarea euro-ului ca moneda unica. 

 

În propunerile sale pentru întocmirea Planului de Actiune al Strategia de Dezvoltare Economica pe Termen Mediu  a României, Banca Nationala a României a propus ca tintirea inflatiei sa înceapa în anul 2003. Cu aceasta schimbare, indicele conditiilor monetare ar putea fi folosit atât ca un instrument operational, cât si ca indicator relevant pentru interpretarea schimbarilor în politica monetara.

 

II. INDICELE CONDItIILOR MONETARE

 

Indicele conditiilor monetare a fost utilizat în ultimii ani de bancile centrale din câteva tari (Canada, Suedia, Norvegia, Noua Zeelanda) ca mijloc de interpretare a caracterului politicii monetare (restrictivitate sau laxitate) si a efectelor politicii monetare asupra economiei (Kersriyeli  si Kocaker, 1999,  BNR, 2001).

 

Indicele conditiilor monetare furnizeaza o informatie cantitativa despre politica monetara pe baza modificarilor care au loc în nivelele ratelor dobânzii pe termen scurt si ale ratei de schimb.

 

Se poate accepta ca politica monetara influenteaza inflatia în special pe doua canale: rata de schimb si rata dobânzii.  O crestere a ratelor dobânzii sau o apreciere a  ratei de schimb determina o încetinire a activitatii economice si slabeste presiunile inflationiste. În acelasi sens actioneaza si aprecierea ratei de schimb, dar nu neaparat în aceeasi proportie.  În mod similar, o scadere a ratelor dobânzii sau o depreciere a ratei de schimb stimuleaza (cel mai probabil în proportii diferite) economia si mareste presiunile inflationiste.  Indicele conditiilor monetare este un indicator care însumeaza modificarile în ratele dobânzii pe termen scurt si modificarile în rata de schimb, fiecare alterata cu coeficientii a si b. Indicele conditiilor monetare poate fi interpretat astfel: cresterea sa indica înasprirea politicii monetare, si invers.

 

ICMtsa(et-e0)+b(rt-r0)                                                                             (1)

 

Coeficientii cu care intra în calcul cele doua variabile se deduc din estimarea unei variabile tinta (inflatia sau cererea agregata) pe baze econometrice.  Cu alte cuvinte, coeficientii sunt construiti astfel încât sa reflecte efectele acestor variabile asupra activitatii economice sau asupra inflatiei.

 

III. ESTIMAREA INDICELUI CONDITIILOR MONETARE PENTRU ROMÂNIA

                 

Indicele conditiilor monetare nu este o variabila statistica rezultata pe baza unui model determinist, ci are un înalt grad de libertate. El rezulta dintr-o estimare econometrica care depinde de specificarea aleasa.  Printre criticile care se aduc acestui indicator (Eika et al., 1996) cea mai demna de luat în considerare este cea referitoare la respectarea ipotezelor privind dinamica, cointegrarea, exogeneitatea si constanta parametrilor. De aceea, în prezentarea  calculului indicelui vom furniza informatii detaliate privind calitatea ecuatiei utilizate pentru determinarea coeficientilor ratei dobânzii si ratei de schimb.

 

Am construit indicele conditiilor monetare utilizând ponderile obtinute din estimarea unei ecuatii a inflatiei.  Am ales sa estimam o ecuatie a inflatiei si nu o ecuatie a cererii agregate deoarece Banca Nationala a României are ca tinta finala rata inflatiei si nu cererea agregata.  În plus, numarul de observatii privind cererea agregata nu este  suficient de mare pentru a obtine o buna ecuatie de regresie.

 

Ecuatia are forma generica:

 

P s lE+jRd,                                                                   (2)

 

unde Ps preturile;

        Es rata de schimb;

        Rds rata dobânzii;

        ls parametru care furnizeaza coeficientul de echivalare pentru rata de schimb;

        j s parametru care furnizeaza coeficientul de echivalare pentru rata dobânzii.

 

Mai întâi am stabilit ca ecuatia (2) poate fi estimata cu un vector autoregresiv (VAR).  Am  testat ordinul de cointegrare al variabilelor pentru cazul în care P , E si Rd ar fi reprezentat indicele cumulat al preturilor, indicele cumulat al ratei de schimb si respectiv rata dobânzii. Testele au aratat ca indicele cumulat al preturilor si indicele cumulat al ratei de schimb sunt variabile cointegrate de ordinul I, în timp ce rata dobânzii este stationara.

 

Pe aceasta baza, am renuntat la estimarea unui vector cu mecanism de corectare a erorilor (vector error correction). Testele ADF (ale carui rezultate le prezentam în Anexa 1) au aratat însa, ca variabilele stationare sunt rata inflatiei (p), ritmul ratei reale de schimb (ER) si rata dobânzii reale pe piata interbancara, indiferent de scadenta (o saptamâna – DR_IB1W, o luna  – DR_IB1M si mai mult de 30 de zile – DR_IB3M).

 

Cu aceste variabile am estimat un VAR nerestrictionat (UVAR), ai carui parametrii sunt prezentati în Anexa 2. Asa cum se poate vedea din Anexa 2, modelul cu doua lag-uri era indicat de câteva teste, dar coeficientii obtinuti aveau semne eronate comparativ cu VAR cu un lag.  Pentru a obtine semne corespunzatoare pentru coeficienti, am ales modelul cu un lag.  Am  lucrat cu rata inflatiei si ritmul ratei de schimb ca diferente de logaritmi ai indicelui cumulat al preturilor de consum si, respectiv, ai indicelui cumulat al ratei nominale de schimb.  Ratele reale ale dobânzii au fost determinate ca diferenta între ratele dobânzii lunarizate din perioada curenta si rata inflatiei din perioada anterioara.   Prin acest mod de calcul am admis, de fapt ca anticipatiile inflationiste sunt explorative.

 

Ecuatiile inflatiei estimate pe baza ratei reale de schimb si a ratelor dobânzii (pe trei scadente) sunt:

 

ps 0,732 p(-1) – 0,224 DR_IB1W(-1) + 0,554 ER(-1) + 0,013                                (3)

  

ps 0,725 p(-1) – 0,238 DR_IB1M(-1) + 0,554 ER(-1)+ 0,015                                 (4)

 

ps 0,68 p(-1) – 0,271 DR_IB3M(-1) + 0,554 ER(-1) + 0,016                                  (5)

 

DR_IB1Ws -0,512 p(-1) – 0,229 DR_IB1W(-1) + 0,271 ER(-1) + 0,016               (6)

 

DR_IB1Ms -0,516 p(-1) – 0,036 DR_IB1M(-1) + 0,248 ER(-1) + 0,042                (7)

 

DR_IB3Ms -0,611 p(-1) – 0,006DR_IB3M(-1) + 0,156  ER(-1) + 0,041                (8)

 

ERs -0,842 p(-1) + 0,313 DR_IB1W(-1) – 0.331 ER(-1) + 0,022                            (9)

 

ERs -0,832 p(-1) + 0,323 DR_IB1M(-1) – 0.324 ER(-1) + 0,020                            (10)

 

ERs -0,777 p(-1) + 0,348 DR_IB3M(-1) – 0.327 ER(-1) + 0,018                            (11)

 

Pe baza ecuatiilor (3), (4) si (5) am calculat  impulsul cumulat pe un an al ratei reale a dobânzii (în cele trei scadente) si al ratei reale de schimb asupra ratei inflatiei (impulsurile necumulate determinate de o inovatie în rata reala a dobânzii si în rata reala de schimb sunt prezentate, pe 10 luni, în graficul din Figura 1.).

 

Figura 1.  Raspunsul ratei inflatiei la o inovatie în rata reala a  dobânzii si în rata reala de schimb.

 

Pe baza impulsului simultan al ratei reale a dobânzii si al ratei reale de schimb, cumulat pe 12 luni, am determinat coeficientii de echivalare între rata reala a dobânzii si rata reala de schimb. Acesti coeficienti arata în ce proportie trebuie sa se modifice o variabila (de exemplu rata reala de schimb) pentru a compensa efectul asupra inflatiei al celeilalte variabile (rata reala a dobânzii). Utilizând coeficientii de echivalare am obtinut indicele conditiilor monetare în trei variante pentru a lua în considerare toate cele trei scadenta la ratele dobânzii pe piata interbancara:

 

 

 

 

ICM_1W s( DR_IB1Wt – DR_IB1W0) – 0,269                             (7)

 

 

 

ICM_1M s( DR_IB1Mt – DR_IB1M0) – 0,247                             (8)

 

 

 

ICM_3M s( DR_IB3Mt – DR_IB3M0) – 0,329                             (9)

 

 

 

Ecuatiile (7), (8) si (9) arata ca pentru a nu se modifica inflatia, o crestere de un punct procentual al ratei reale a dobânzii trebuie compensata de o depreciere a ratei reale de schimb de 0,269 puncte procentuale, 0,247 puncte procentuale si respectiv 0,329 puncte procentuale daca scadenta împrumuturilor este de 1W, 1M si respectiv 3M.

 

Evolutia indicelui conditiilor monetare în perioada 1997-2000, cu baza decembrie 1996, este prezentata  în figurile  2, 3 si 4.

Figura 2.  Indicele conditiilor monetare determinat pe baza ratei reale de schimb si a ratei reale a dobânzii pentru împrumuturile pe piata interbancara cu scadenta de o saptamâna.

 

Figura 3.  Indicele conditiilor monetare determinat pe baza ratei reale de schimb si a ratei reale a dobânzii pentru împrumuturile pe piata interbancara cu scadenta de o luna.

 

Figura 2.  Indicele conditiilor monetare determinat pe baza ratei reale de schimb si a ratei reale a dobânzii pentru împrumuturile pe piata interbancara cu scadenta mai mare de o luna.

 

 

Pe baza indicelui conditiilor monetare putem spune ca, în România, politica monetara a fost relativ relaxata în perioada ianuarie-martie 1997.  .  Aceasta schimbare nu s-a datorat unei intentii de relaxare a politicii monetare manifestata de autoritatea monetara.  Ea a fost consecinta eliminarii politicii de control a pietei valutare si a ratei de schimb, care a dus la deprecierea ratei de schimb.  Odata cu liberalizarea preturilor administrate, printre care si energia, si cu liberalizarea pietei valutare, s-a trecut si la întarirea politiii monetare.  Ratele dobânzilor au crescut în termeni reali, iar rata de schimb a crescut. Combinatiile dintre schimbarile în rata reala de schimb si variatiile ratei reale ale dobânzii au determinat o tendinta de crestere a indicelui conditiilor monetare în perioada aprilie1997 – septembrie 1998, indicând întarirea politicii monetare.

 

Începând cu octombrie 1998, indicele conditiilor monetare a înregistrat o tendinta de scadere, tendinta care se mentine si în prezent (martie 2001).  Putem spune ca politica monetara a avut o tendinta de relaxare în ultimele 30 de luni.  În ciuda acestei tendinte de relaxare, politica monetara este înca mai restrictiva comparativ cu decembrie 1996 (nivelul de baza).  Se poate constata ca inflatia nu urmeaza îndeaproape tendintele în indicele conditiilor monetare.  Aceasta se explica prin faptul ca, în România, inflatia depinde si de alti factori decât cei luati în calculul indicelui conditiilor monetare.  Printre aceste canale, anticipatiile inflationiste si salariile joaca un rol important (IMF, 2000).

 

IV. ESTIMAREA GRADULUI DE DESCHIDERE A ECONOMIEI ROMÂNEsTI

PE BAZA INDICELUI CONDItIILOR MONETARE

 

Indicele conditiilor monetare este un bun prilej pentru a estima gradul de deschidere a economiei. Ecuatiile (3), (4) si (5) descriu functia obiectiv a sistemului. În aceste ecuatii, coeficientul de echivalare din indicele conditiilor monetare este direct corelat cu gradul de deschidere a economiei (în definitia contului de capital). În cazul unei economii închise, coeficientul de echivalare (care, conform constructiei indicelui conditiilor monetare, corespunde ratei reale de schimb) este egal cu zero. Cu cât gradul de deschidere a unei economii este mai mare, cu atât coeficientul este mai mic. Când coeficientul este unitar, economia este perfect integrata în fluxurile internationale de capital.

 

Pe baza ecuatiilor indicelui conditiilor monetare exprimat în ecuatiile (7), (8) si (9) se poate afirma ca gradul de deschidere a economiei românesti este situat între 24,7% si 32,9%.  În tabelul alaturat se compara gradele de deschidere pentru România, Canada si Noua Zeelanda.

 

Gradul de deschidere a economiei

tara

Gradul de deschidere a economiei (%)

România

24,7 – 32,9

Noua Zeelanda

50

Canada

33

 

România pare sa aiba un grad de deschidere relativ mare daca se are în vedere ca operatiile de cont de capital sunt controlate. Totusi, daca se tine seama de volumul mare si relativ volatil al pozitiei „erori nete si omisiuni” din balanta de plati, atunci gradul de deschidere a economiei românesti, reflectat de coeficientul estimat al ratei reale de schimb (derivata partiala a functiei obiectiv), devine mai usor de acceptat si de înteles.

 

Liberalizarea contului de capital va determina o deschidere si mai mare a economiei românesti.  De aici apare si concluzia ca pe masura liberalizarii contului de capital, indicele conditiilor monetare va fi influentat într-o masura mai mare de rata reala de schimb comparativ cu situatia prezenta. 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


Anexa 1:  Rezultatele verificarii ipotezei radacinii unitare pentru variabilele individuale prin aplicarea testului ADF

Variabile

Testul ADF

Ordinul de cointegrare

Constanta

Constanta si trend

Nici una

Indicele general al preturilor

1,45

-0,44

3,56

I(1)

Inflatia (p)

-4,02***

-3,96**

-3,04***

I(0)

Indicele cumulat al ratei nominale de schimb medii

1,19

-1,67

2,65

I(1)

Variatia procentuala lunara a ratei nominale medii de schimb (EN)

-13,47***

-13,53***

-8,66***

I(0)

Variatia procentuala lunara a ratei reale medii de schimb (ER)

-7,68***

-9,43***

-7,61***

I(0)

Rata medie a dobânzii lunare reale anualizate cu scadenta  1W (DR_IB1W)

-3,05**

-2,97*

-2,59**

I(0)

Rata medie a dobânzii lunare reale anualizate cu scadenta  1W (DR_IB1M)

-3,02**

-2,93

-2,30**

I(0)/I(1)

Rata medie a dobânzii lunare reale anualizate cu scadenta  3M (DR_IB13M)

-3,25**

-3,09

-2,60**

I(0)/I(1)

Rata medie a dobânzii lunare nominale anualizate cu scadenta  1W (DN_IB1W)

-3,17**

-3,70**

-1,59

I(0)/I(1)

Rata medie a dobânzii lunare nominale anualizate cu scadenta  1M (DN_IB1M)

-3,74***

-4,60***

-1,62*

I(0)

Rata medie a dobânzii lunare nominale anualizate cu scadenta  3M (DN_IB3M)

-3,85***

-4,45***

-1,42

I(0)/I(1)

Simbolurile ***, ** si * arata arata ca ipoteza radacinii unitare este respinsa la 1%, 5% si respectiv 10% nivel de semnificatie.  Toate testele au fost facute pentru perioada de estimare decembrie 1996: decembrie 2000 si am utilizat 1 lag pentru primele diferente ale variabilei dependente

 

 

 

 

 


Anexa 2.  VAR nerestrictionat (UVAR) cu variabile inflatia(p), rata reala a dobânzii (DR_IB1W,  DR_IB1M, DR_IB3M) si rata reala de schimb (ER)

 

 

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

 

P

DR_IB1W

ER

P(-1)

 0.732527

-0.519316

-0.842184

 

 (0.07102)

 (0.07969)

 (0.11834)

 

a 10.3146]

a-6.51657]

a-7.11642]

 

 

 

 

DR_IB1W(-1)

-0.224018

-0.028833

 0.312949

 

 (0.07637)

 (0.08570)

 (0.12727)

 

a-2.93323]

a-0.33644]

a 2.45903]

 

 

 

 

ER(-1)

 0.553982

 0.270816

-0.330631

 

 (0.05742)

 (0.06444)

 (0.09569)

 

a 9.64739]

a 4.20288]

a-3.45528]

 

 

 

 

C

 0.013263

 0.037925

 0.021524

 

 (0.00411)

 (0.00461)

 (0.00684)

 

a 3.22986]

a 8.23027]

a 3.14544]

 R-squared

 0.781303

 0.705425

 0.590404

 Adj. R-squared

 0.765682

 0.684384

 0.561147

 Sum sq. resids

 0.013067

 0.016453

 0.036284

 S.E. equation

 0.017638

 0.019793

 0.029392

 F-statistic

 50.01544

 33.52613

 20.18003

 Log likelihood

 122.5542

 117.2539

 99.06418

 Akaike AIC

-5.154530

-4.924084

-4.133225

 Schwarz SC

-4.995518

-4.765072

-3.974213

 Mean dependent

 0.038186

 0.015140

-0.007408

 S.D. dependent

 0.036438

 0.035231

 0.044368

 Determinant Residual Covariance

 3.97E-11

 

 Log Likelihood (d.f. adjusted)

 355.0060

 

 Akaike Information Criteria

-14.91330

 

 Schwarz Criteria

-14.43627

 

 

VAR Lag Order Selection Criteria

Endogenous variables: P DR_IB1W ER

Exogenous variables: C

Date: 04/03/01   Time: 14:17

Sample: 1996:12 2000:12

Included observations: 43

 Lag

LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

0

 335.7720

NA

 3.81E-11

-15.47777

-15.35489

-15.43246

1

 363.3325

 49.99341

 1.61E-11

-16.34105

 -15.84955*

 -16.15980*

2

 373.7907

  17.51145*

  1.51E-11*

 -16.40887*

-15.54875

-16.09168

3

 379.7569

 9.157477

 1.77E-11

-16.26776

-15.03902

-15.81464

4

 387.1432

 10.30638

 1.98E-11

-16.19271

-14.59534

-15.60365

 * indicates lag order selected by the criterion

 LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)

 FPE: Final prediction error

 AIC: Akaike information criterion

 SC: Schwarz information criterion

 HQ: Hannan-Quinn information criterion

 

 

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

 

P

DR_IB1M

ER

P(-1)

 0.724728

-0.515884

-0.832360

 

 (0.07082)

 (0.07682)

 (0.11874)

 

a 10.2341]

a-6.71549]

a-7.01005]

 

 

 

 

DR_IB1M(-1)

-0.238150

-0.036308

 0.323408

 

 (0.07820)

 (0.08484)

 (0.13113)

 

a-3.04524]

a-0.42798]

a 2.46636]

 

 

 

 

ER(-1)

 0.549962

 0.248060

-0.323938

 

 (0.05676)

 (0.06157)

 (0.09517)

 

a 9.68911]

a 4.02864]

a-3.40367]

 

 

 

 

C

 0.014749

 0.042200

 0.019671

 

 (0.00426)

 (0.00462)

 (0.00713)

 

a 3.46593]

a 9.14189]

a 2.75699]

 R-squared

 0.784159

 0.706997

 0.590712

 Adj. R-squared

 0.768742

 0.686068

 0.561477

 Sum sq. resids

 0.012896

 0.015176

 0.036257

 S.E. equation

 0.017523

 0.019009

 0.029381

 F-statistic

 50.86259

 33.78101

 20.20572

 Log likelihood

 122.8566

 119.1124

 99.08146

 Akaike AIC

-5.167677

-5.004886

-4.133976

 Schwarz SC

-5.008664

-4.845874

-3.974964

 Mean dependent

 0.038186

 0.019380

-0.007408

 S.D. dependent

 0.036438

 0.033926

 0.044368

 Determinant Residual Covariance

 3.56E-11

 

 Log Likelihood (d.f. adjusted)

 357.5155

 

 Akaike Information Criteria

-15.02241

 

 Schwarz Criteria

-14.54538

 

 

VAR Lag Order Selection Criteria

Endogenous variables: P DR_IB1M ER

Exogenous variables: C

Date: 04/03/01   Time: 14:16

Sample: 1996:12 2000:12

Included observations: 43

 Lag

LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

0

 337.4826

NA

 3.52E-11

-15.55733

-15.43446

-15.51202

1

 365.6884

 51.16396

 1.44E-11

-16.45062

 -15.95913*

-16.26937

2

 378.0874

  20.76104*

  1.24E-11*

 -16.60872*

-15.74859

 -16.29153*

3

 385.4446

 11.29248

 1.36E-11

-16.53231

-15.30356

-16.07918

4

 395.6776

 14.27860

 1.33E-11

-16.58966

-14.99229

-16.00060

 * indicates lag order selected by the criterion

 LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)

 FPE: Final prediction error

 AIC: Akaike information criterion

 SC: Schwarz information criterion

 HQ: Hannan-Quinn information criterion

 

 

 

 

 

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

 

P

DR_IB3M

ER

P(-1)

 0.680100

-0.610593

-0.777100

 

 (0.07264)

 (0.06493)

 (0.12348)

 

a 9.36259]

a-9.40322]

a-6.29310]

 

 

 

 

DR_IB3M(-1)

-0.271279

 0.006271

 0.348296

 

 (0.08267)

 (0.07390)

 (0.14054)

 

a-3.28142]

a 0.08485]

a 2.47832]

 

 

 

 

ER(-1)

 0.553816

 0.156207

-0.326841

 

 (0.05606)

 (0.05011)

 (0.09530)

 

a 9.87914]

a 3.11713]

a-3.42969]

 

 

 

 

C

 0.016101

 0.041324

 0.018357

 

 (0.00434)

 (0.00388)

 (0.00737)

 

a 3.71250]

a 10.6593]

a 2.48995]

 R-squared

 0.790271

 0.794394

 0.591215

 Adj. R-squared

 0.775290

 0.779708

 0.562016

 Sum sq. resids

 0.012531

 0.010013

 0.036212

 S.E. equation

 0.017273

 0.015441

 0.029363

 F-statistic

 52.75279

 54.09151

 20.24779

 Log likelihood

 123.5172

 128.6757

 99.10973

 Akaike AIC

-5.196402

-5.420681

-4.135206

 Schwarz SC

-5.037390

-5.261669

-3.976193

 Mean dependent

 0.038186

 0.015701

-0.007408

 S.D. dependent

 0.036438

 0.032898

 0.044368

 Determinant Residual Covariance

 2.29E-11

 

 Log Likelihood (d.f. adjusted)

 367.6520

 

 Akaike Information Criteria

-15.46313

 

 Schwarz Criteria

-14.98609

 

 

VAR Lag Order Selection Criteria

Endogenous variables: P DR_IB3M ER

Exogenous variables: C

Date: 04/03/01   Time: 14:17

Sample: 1996:12 2000:12

Included observations: 43

 Lag

LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

0

 343.9761

NA

 2.60E-11

-15.85935

-15.73648

-15.81404

1

 371.8946

 50.64281

 1.08E-11

-16.73928

 -16.24778*

-16.55803

2

 385.6631

  23.05430*

  8.72E-12*

 -16.96107*

-16.10095

 -16.64389*

3

 391.2530

 8.579902

 1.04E-11

-16.80247

-15.57372

-16.34934

4

 399.4450

 11.43064

 1.11E-11

-16.76488

-15.16752

-16.17582

 * indicates lag order selected by the criterion

 LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)

 FPE: Final prediction error

 AIC: Akaike information criterion

 SC: Schwarz information criterion

 HQ: Hannan-Quinn information criterion

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

BIBLIOGRAFIE

 

Ghatak, S. (1994), Monetary Economics in Developing Countries, St. Martin’s Press.

 

BNR, (2001), Studiu  privind indicele conditiilor monetare (mimeo)

 

Kesrizeli, M., Kokcaker, I.,I, (2000), Monetary Conditions Index: A monetary Policy Indicator for Turkey, Discussion Paper No. 9908, July 1999, The Central Bank Of The Republic of Turkey

 

Gonzalez-Hermosillo, B. si T. Ito (1997): The Bank of Canada’s Monetary Policy Framework: Have Recent Changes Enhanced Central Bank Credibility?, IMF Working Paper , No. 97/171

 

Svensson, L. (1998): Open-Economy and Inflation Targeting, NBER Working Paper , No. 6545

 

Eika, K.H., N.R. Erricsson si R. Nymoen (1996): Hazards in Implementing a Monetary Conditions Index, Federal Reserve System IFD Paper  No. 568

 

IMF (2000), Romania, Selected Issues

 

Freedman, C. (1994), The Use of indicators and of Monetary Conditions Index in Canada  in Balino, T.J.T. and Cottarelli, C. (eds), Framework for Monetary Stability: Policy Issues and Country Experience, 458-476, IMF, Washington , D.C.