CATEGORII DOCUMENTE |
Statistica |
INDICELE CONDITIILOR MONETARE: UN INDICATOR AL POLITICII MONETARE IN ROMANIA
Lucian Croitoru
Cornel Tarhoaca
Bucuresti
29 martie 2001
I. INTRODUCERE
In strategia lor de a controla inflaia, in deceniul noua, unele tari au abandonat tintele intermediare in favoarea tintirii directe a nivelului proiectat al inflatiei si al cresterii economice. Intre tarile in tranzitie, Republica Ceha a fost prima in care a adoptat, in 1998 tintirea inflatiei nete, cu o sarcina de 3,5-5,5% pentru anul 2000. De asemenea, Polonia a anuntat, in 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 in Uniunea Europeana, Romania ar putea decide adoptarea aceleiasi strategii, prin trecerea la tintirea inflatiei incepand din anul 2003.
Adoptarea acestei strategii stimuleaza interesul pentru estimarea unor indicatori care sa indice schimbarile in caracterul politicii monetare si efectele acesteia asupra productiei sau inflatiei. In acelasi timp, creste interesul pentru utilizarea acestor estimari in 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.
In prezent, estimarea indicelui conditiilor monetare (ICM) pentru Romania ar avea exclusiv valoare informativa din moment ce exista, in 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 Romania, 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 romaneasca, autoritatea monetara, ajunge sa aiba, de facto si alta tinta finala decat inflatia. Indicele conditiilor monetare poate oferi informatii asupra variatiei caracterului (stance) politicii monetare (restrictiva sau relaxata). Fluctuatiile politicii monetare apar si din cauza incosecventei in mentinerea unei singure tinte finale (inflatia). Desi in Romania 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 avand in 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 in care masurile de politica monetara nu pot fi canalizate exclusiv catre reducerea inflatiei fara a genera costuri in termenii deteriorarii contului curent sau ai rezervelor valutare oficiale. In acest fel, chiar daca tinta intermediara a bazei monetare continua sa existe ca orientare explicita a politicii monetare, ea este adeseori parasita de facto in cursul unor luni in favoarea urmaririi directe a altor variabile, cum ar fi rata de schimb si rata dobanzii la diferite instrumente de politica monetara. Rata de schimb si rata dobanzii ajung, in anumite perioade, fie tinte intermediare fie tinte operationale. Efectul combinat al modificarilor in aceste variabile poate sa relaxeze sau sa inaspreasca "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 in instrumentele monetare afecteaza variabila tinta finala (in cazul Romaniei, conform legii, tinta finala este inflatie dar si rata de schimb), precum si de b) natura tintei. In 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, in Romania, variabila rata de schimb ajunge sa devina, pentru unele perioade, tinta intermediara, iar rata dobanzii 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 dobanzii, baza monetara si nivelul rezervelor.
Cel de-al doilea motiv este generat de perspectiva integrarii in Uniunea Europeana si a optiunilor pe care o tara candidata la integrare le are in ceea ce priveste integrarea in uniunea monetara. Din punctual de vedere al integrarii monetare, integrarea in UE inseamna, in primul stadiu, adoptarea reglementarilor relevante din acquis-ul comunitar. In al doilea stadiu, intrarea in UE atrage obligatoriu intrarea in EMU, desi nu are loc adoptarea monedei unice pentru nou veniti. In 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. In plan practic, aceasta ar echivala cu trecea de la controlul bazei monetare la tintirea inflatiei. In al treilea stadiu, cand convergenta nominala si reala este indeplinita, are loc adoptarea euro-ului ca moneda unica.
In propunerile sale pentru intocmirea Planului de Actiune al Strategia de Dezvoltare Economica pe Termen Mediu a Romaniei, Banca Nationala a Romaniei a propus ca tintirea inflatiei sa inceapa in anul 2003. Cu aceasta schimbare, indicele conditiilor monetare ar putea fi folosit atat ca un instrument operational, cat si ca indicator relevant pentru interpretarea schimbarilor in politica monetara.
Indicele conditiilor monetare a fost utilizat in ultimii ani de bancile centrale din cateva 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 in nivelele ratelor dobanzii pe termen scurt si ale ratei de schimb.
Se poate accepta ca politica monetara influenteaza inflatia in special pe doua canale: rata de schimb si rata dobanzii. O crestere a ratelor dobanzii sau o apreciere a ratei de schimb determina o incetinire a activitatii economice si slabeste presiunile inflationiste. In acelasi sens actioneaza si aprecierea ratei de schimb, dar nu neaparat in aceeasi proportie. In mod similar, o scadere a ratelor dobanzii sau o depreciere a ratei de schimb stimuleaza (cel mai probabil in proportii diferite) economia si mareste presiunile inflationiste. Indicele conditiilor monetare este un indicator care insumeaza modificarile in ratele dobanzii pe termen scurt si modificarile in rata de schimb, fiecare alterata cu coeficientii a si b. Indicele conditiilor monetare poate fi interpretat astfel: cresterea sa indica inasprirea politicii monetare, si invers.
ICMtsa(et-e0)+b(rt-r0) (1)
Coeficientii cu care intra in 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 incat sa reflecte efectele acestor variabile asupra activitatii economice sau asupra inflatiei.
III. ESTIMAREA INDICELUI CONDITIILOR MONETARE PENTRU ROMANIA
Indicele conditiilor monetare nu este o variabila statistica rezultata pe baza unui model determinist, ci are un inalt 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 in considerare este cea referitoare la respectarea ipotezelor privind dinamica, cointegrarea, exogeneitatea si constanta parametrilor. De aceea, in prezentarea calculului indicelui vom furniza informatii detaliate privind calitatea ecuatiei utilizate pentru determinarea coeficientilor ratei dobanzii si ratei de schimb.
Am construit indicele conditiilor monetare utilizand 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 Romaniei are ca tinta finala rata inflatiei si nu cererea agregata. In 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 dobanzii;
ls parametru care furnizeaza coeficientul de echivalare pentru rata de schimb;
j s parametru care furnizeaza coeficientul de echivalare pentru rata dobanzii.
Mai intai am stabilit ca ecuatia (2) poate fi estimata cu un vector autoregresiv (VAR). Am testat ordinul de cointegrare al variabilelor pentru cazul in care P , E si Rd ar fi reprezentat indicele cumulat al preturilor, indicele cumulat al ratei de schimb si respectiv rata dobanzii. Testele au aratat ca indicele cumulat al preturilor si indicele cumulat al ratei de schimb sunt variabile cointegrate de ordinul I, in timp ce rata dobanzii 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 in Anexa 1) au aratat insa, ca variabilele stationare sunt rata inflatiei (p), ritmul ratei reale de schimb (ER) si rata dobanzii reale pe piata interbancara, indiferent de scadenta (o saptamana - 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 in Anexa 2. Asa cum se poate vedea din Anexa 2, modelul cu doua lag-uri era indicat de cateva 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 dobanzii au fost determinate ca diferenta intre ratele dobanzii 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 dobanzii (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 dobanzii (in cele trei scadente) si al ratei reale de schimb asupra ratei inflatiei (impulsurile necumulate determinate de o inovatie in rata reala a dobanzii si in rata reala de schimb sunt prezentate, pe 10 luni, in graficul din Figura 1.).
Figura 1. Raspunsul ratei inflatiei la o inovatie in rata reala a dobanzii si in rata reala de schimb.
Pe baza impulsului simultan al ratei reale a dobanzii si al ratei reale de schimb, cumulat pe 12 luni, am determinat coeficientii de echivalare intre rata reala a dobanzii si rata reala de schimb. Acesti coeficienti arata in 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 dobanzii). Utilizand coeficientii de echivalare am obtinut indicele conditiilor monetare in trei variante pentru a lua in considerare toate cele trei scadenta la ratele dobanzii 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 dobanzii 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 imprumuturilor este de 1W, 1M si respectiv 3M.
Evolutia indicelui conditiilor monetare in perioada 1997-2000, cu baza decembrie 1996, este prezentata in figurile 2, 3 si 4.
Figura 2. Indicele conditiilor monetare determinat pe baza ratei reale de schimb si a ratei reale a dobanzii pentru imprumuturile pe piata interbancara cu scadenta de o saptamana.
Figura 3. Indicele conditiilor monetare determinat pe baza ratei reale de schimb si a ratei reale a dobanzii pentru imprumuturile 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 dobanzii pentru imprumuturile pe piata interbancara cu scadenta mai mare de o luna.
Pe baza indicelui conditiilor monetare putem spune ca, in Romania, politica monetara a fost relativ relaxata in 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 intarirea politiii monetare. Ratele dobanzilor au crescut in termeni reali, iar rata de schimb a crescut. Combinatiile dintre schimbarile in rata reala de schimb si variatiile ratei reale ale dobanzii au determinat o tendinta de crestere a indicelui conditiilor monetare in perioada aprilie1997 - septembrie 1998, indicand intarirea politicii monetare.
Incepand cu octombrie 1998, indicele conditiilor monetare a inregistrat o tendinta de scadere, tendinta care se mentine si in prezent (martie 2001). Putem spune ca politica monetara a avut o tendinta de relaxare in ultimele 30 de luni. In ciuda acestei tendinte de relaxare, politica monetara este inca mai restrictiva comparativ cu decembrie 1996 (nivelul de baza). Se poate constata ca inflatia nu urmeaza indeaproape tendintele in indicele conditiilor monetare. Aceasta se explica prin faptul ca, in Romania, inflatia depinde si de alti factori decat cei luati in calculul indicelui conditiilor monetare. Printre aceste canale, anticipatiile inflationiste si salariile joaca un rol important (IMF, 2000).
IV. ESTIMAREA GRADULUI DE DESCHIDERE A ECONOMIEI ROMANEsTI
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. In aceste ecuatii, coeficientul de echivalare din indicele conditiilor monetare este direct corelat cu gradul de deschidere a economiei (in definitia contului de capital). In cazul unei economii inchise, coeficientul de echivalare (care, conform constructiei indicelui conditiilor monetare, corespunde ratei reale de schimb) este egal cu zero. Cu cat gradul de deschidere a unei economii este mai mare, cu atat coeficientul este mai mic. Cand coeficientul este unitar, economia este perfect integrata in fluxurile internationale de capital.
Pe baza ecuatiilor indicelui conditiilor monetare exprimat in ecuatiile (7), (8) si (9) se poate afirma ca gradul de deschidere a economiei romanesti este situat intre 24,7% si 32,9%. In tabelul alaturat se compara gradele de deschidere pentru Romania, Canada si Noua Zeelanda.
Gradul de deschidere a economiei
tara |
Gradul de deschidere a economiei (%) |
Romania | |
Noua Zeelanda | |
Canada |
Romania pare sa aiba un grad de deschidere relativ mare daca se are in 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 romanesti, reflectat de coeficientul estimat al ratei reale de schimb (derivata partiala a functiei obiectiv), devine mai usor de acceptat si de inteles.
Liberalizarea contului de capital va determina o deschidere si mai mare a economiei romanesti. De aici apare si concluzia ca pe masura liberalizarii contului de capital, indicele conditiilor monetare va fi influentat intr-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 |
I(1) |
|||
Inflatia (p) |
I(0) |
|||
Indicele cumulat al ratei nominale de schimb medii |
I(1) |
|||
Variatia procentuala lunara a ratei nominale medii de schimb (EN) |
I(0) |
|||
Variatia procentuala lunara a ratei reale medii de schimb (ER) |
I(0) |
|||
Rata medie a dobanzii lunare reale anualizate cu scadenta 1W (DR_IB1W) |
I(0) |
|||
Rata medie a dobanzii lunare reale anualizate cu scadenta 1W (DR_IB1M) |
I(0)/I(1) |
|||
Rata medie a dobanzii lunare reale anualizate cu scadenta 3M (DR_IB13M) |
I(0)/I(1) |
|||
Rata medie a dobanzii lunare nominale anualizate cu scadenta 1W (DN_IB1W) |
I(0)/I(1) |
|||
Rata medie a dobanzii lunare nominale anualizate cu scadenta 1M (DN_IB1M) |
I(0) |
|||
Rata medie a dobanzii lunare nominale anualizate cu scadenta 3M (DN_IB3M) |
|
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 dobanzii (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 | ||
(0.07102) |
(0.07969) |
(0.11834) |
|
a 10.3146] |
a-6.51657] |
a-7.11642] |
|
DR_IB1W(-1) |
0.312949 |
||
(0.07637) |
(0.08570) |
(0.12727) |
|
a-2.93323] |
a-0.33644] |
a 2.45903] |
|
ER(-1) |
0.553982 |
0.270816 | |
(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 | |||
Schwarz SC | |||
Mean dependent |
0.038186 |
0.015140 | |
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 | |||
Schwarz Criteria |
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 |
335.7720 |
NA |
3.81E-11 | ||||
363.3325 |
49.99341 |
1.61E-11 |
-15.84955* |
-16.15980* |
||
373.7907 |
17.51145* |
1.51E-11* |
-16.40887* | |||
379.7569 |
9.157477 |
1.77E-11 | ||||
387.1432 |
10.30638 |
1.98E-11 | ||||
* 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 | ||
(0.07082) |
(0.07682) |
(0.11874) |
|
a 10.2341] |
a-6.71549] |
a-7.01005] |
|
DR_IB1M(-1) |
0.323408 |
||
(0.07820) |
(0.08484) |
(0.13113) |
|
a-3.04524] |
a-0.42798] |
a 2.46636] |
|
ER(-1) |
0.549962 |
0.248060 | |
(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 | |||
Schwarz SC | |||
Mean dependent |
0.038186 |
0.019380 | |
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 | |||
Schwarz Criteria |
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 |
337.4826 |
NA |
3.52E-11 | ||||
365.6884 |
51.16396 |
1.44E-11 |
-15.95913* | |||
378.0874 |
20.76104* |
1.24E-11* |
-16.60872* |
-16.29153* |
||
385.4446 |
11.29248 |
1.36E-11 | ||||
395.6776 |
14.27860 |
1.33E-11 | ||||
* 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 | ||
(0.07264) |
(0.06493) |
(0.12348) |
|
a 9.36259] |
a-9.40322] |
a-6.29310] |
|
DR_IB3M(-1) |
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 | |
(0.05606) |
(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 | |||
Schwarz SC | |||
Mean dependent |
0.038186 |
0.015701 | |
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 | |||
Schwarz Criteria |
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 |
343.9761 |
NA |
2.60E-11 | ||||
371.8946 |
50.64281 |
1.08E-11 |
-16.24778* | |||
385.6631 |
23.05430* |
8.72E-12* |
-16.96107* |
-16.64389* |
||
391.2530 |
8.579902 |
1.04E-11 | ||||
399.4450 |
11.43064 |
1.11E-11 | ||||
* 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.
|
|
Politica de confidentialitate | Termeni si conditii de utilizare |
Vizualizari: 2695
Importanta:
Termeni si conditii de utilizare | Contact
© SCRIGROUP 2024 . All rights reserved