Master Economie și Afaceri internaționale, Anul I [600314]

Universitatea “Alexandru Ioan Cuza” din Iași
Facultatea de Economie și Administrarea Afacerilor
Master Economie și Afaceri internaționale, Anul I
Iași, 2016

POLITICILE MONETARE ȘI
VOLATILITATEA RATELOR DE SCHIMB

Profesor coordonator, Studenți,
Conf. Univ. dr. Cristian Popescu Avram Madalina -Lavinia
Beț Tatiana
Roman Raluca -Mihaela
Stratu Galina cas. Canariov

2

CUPRINS

INTRODUCERE ………………………….. ………………………….. ………………………….. ………………………. 3

Capitol 1. LITERATURE REVIEW ………………………….. ………………………….. …………………………. 5
Capitol 2. INFLUENȚA POLITICILOR MONETARE ASUPRA VOLATILITĂȚII RATELOR
DE SCHIMB ÎN SUA, JAPONIA ȘI UE ………………………….. ………………………….. …………………. 10
Capitol 3. OBIECTIVELE POLITICII MONETARE ȘI MODUL DE IMPLEMENTARE AL
ACESTORA ÎN SUA, JAPONIA ȘI UE ………………………….. ………………………….. ………………….. 22

CONCLUZII ………………………….. ………………………….. ………………………….. ………………………….. . 41

BIBLIOGRAFIE ………………………….. ………………………….. ………………………….. …………………….. 42

3
INTRODUCERE
În ultimii ani, înțelegerea ratelor de schimb și impactul acestora asupra variabilelor de
politică m onetară a fost supusă unor încercări din mai multe motiv e. În timp ce ratele de schimb
s-au dovedit foarte dificil de analizat, această cerință a devenit mai complicată odata cu apariția
unor schimbări pe piața financiară.
În ceea ce privește implicațiile ratelor financiare asupra politicilor monetare, anumite
întrebări sunt cu adevărat relevante. Care este cel mai potrivit răspuns al politicilor monetare
asupra volatilității ratelor de schimb? Ar trebui politicile să răspundă doar schimbărilor produse de
ratele de schimb, ce afectează inflația și output -ul? Car e este cea mai potrivită politică de abordare
ce trebuie luată în calcul în cazul ratelor de schimb?
Lucrarea de față reprezintă un studiu axat pe Uniunea Europeană, Statele Unite ale Americii
și Japonia, efectuat pe perioada 1990 -2014.
Prima parte a lucră rii se focusează în special pe literatura de specialitate, pe abordările ce
noi le -am consi derat reprezentative și totodată utile în conturarea noțiunilor de politică monetară,
rată de schimb, volatilitate. În acest context, am descris schimbările ratelor de schimb, pe o
perioadă de 24 de ani, precum și posibilele evoluții ale acestora. De asemenea, am rezumat
cercetări recente cu privire la legătura dintre ratele de schimb și inflație, profit sau masa monetară.
Cea de a doua parte a lucrării este dedicată cercetării, având la bază formularea unor ipoteze
și examinează experiența reală pe care țările alese au avut -o în încorporarea cursului de schimb în
deciziile lor de politică monetară, precum și principalele lecții învățate, pe perioada determinată î n
cazul de față.

1. OBIECTIVUL LUCĂRII
Principalul obiectiv al lucrării este de a examina efectele politicilor monetare asupra
volatilității ratelor de schimb în Japonia, Statele Unite ale Americii și Uniunea Europeană în
intervalul 1990 -2014. Cercetarea include principalele canale de transmitere a politicilor monetare,
precum și canale ale ratelor de schimb, ce se presupun a opera în cele trei structuri.

2. LIMITĂRILE STUD IULUI
Există o serie de provocări/limitări întâlnite în timpul colectării de informații, car e au
condus la găsirea unor alternative pentru a atinge obiectivele studiului. Unele dintre limitările
întâlnite au fost următoarele:

4
a) Limitările de timp
Procesul de colectare a informațiilor pentru acest studiu a durat un semestru . În acest sens,
un loc important l-a ocupat seminariile desfășurat e. Având un timp relativ scurt, a u fost selectate
doar Japonia, Statele Unite ale Americii și Uniunea Europeană .
b) Scopul studiului
După cum am menționat și mai sus, studiul s -a baza doar pe cele 3 state, p rin urmare
concluziile acestui studiu nu reprezintă o generalizare la nivel global.

3. METODOLOGIE
În ceea ce privește metodologia utilizată, pentru prelucrarea statistică a datelor disponibile
am folosit programul SPSS Statistics v.20. Cu ajutorul acestuia a m realizat o analiză descriptivă a
indicatorilor din baza de date, pentru fiecare stat în parte. Astfel, principalele rezultate au fost
valoarea minimă a fiecărei variabile (minimum), valoarea maximă (maximum), precum și media
(mean), oferind de asemenea ș i interpretările de rigoare.
În ultima parte a lucrării, am folosit programul SPSS cu scopul de a verifica ipotezele
formulate. Astfel, am identificat existența unor posibile legături între variabile. Am stabilit sensul
și forma acesteia între variabilel e analizate, prin metodele specifice analizei de regresie. În final,
am determinat gradul de intensitate a legăturii cu ajutorul indicatorilor parametrici sau
neparametrici ai intensității corelației, folosind analiza de regresie.

4. COLECTAREA DATELOR
În an aliza efectuată am utilizat date din perioada 1990 -2014; a fost de maximă utilitate
introducerea anilor de dinainte de `97, considerând că cercetarea ar fi fost de o mai slabă valoare
dacă nu am fi ales și perioada 1992 -1995, datorită ratei m ari a inflație i la acel moment.
Variabilele utilizate în modelul nostru sunt următoarele : PIB, rata de schimb (RSch) , import
(Imp) , export (Exp) , rata inflației (RInf) , balanța de plăți (BPlăți), rata șomajului (RSom), rata
dobânzii (RDob), investiții (Inv ), rata de eco nomisire (Recon), indicele prețului de consum
(IPC on), masa monetară M1 și M3, impozit pe venit (Imv), consum privat (ConPriv), consum
guvernamental (ConPub).
Toate datele provin în principal bazele de date oferite de The Organization for Economic
Cooperat ion and Development(OECD), FederalReserve, Eurostat.

5
Capitol 1. LITERATURE REVIEW

În concepția lui Costin C. Kirițescu politica monetară poate fi definită ca un “ansamblu al
măsurilor monetare luate de stat și de Banca Centrală pentru realizarea echilibr ului dintre masa
banilor în circulație și nevoile de bani ale economiei, sau pentru influențarea într -un anumit sens a
conjuncturii economice”. În schimb, autorii francezi Jacques și Colette Neme o definesc ca pe o
“acțiune exercitată de către autoritățile monetare ( Banca centrală și uneori Trezoreria) asupra
masei monetare și anumitor active financiare în vederea orientării economiei pe termen scurt sau
mediu; ea tinde deci să fie condusă conform obiectivelor generale ale politicii economice care îi
desem nează prioritățile și contraindicațiile.
În ceea ce privește implicațiile banilor în analiza monetară, abordarea lui Milton Friedman
are în vedere volumul și structura averii ca fiind o variabilă esențială, banii fiind considerați fie o
formă specială a av erii, fie o formă oarecare a averii. Aceeași viziune o găsim și în lucrările lui
J.Tobin, care afirmă că cererea de bani depinde atât de volumul tranzacțiilor, cât și de mărimea
averii agenților economici, iar factorul determinant al cererii fiind randamen tul capitalul.
JE Stiglitz (1983) susține că politica monetară nu poate avea un efect important asupra
economiei (în special pe termen scurt, în prezența rigidităților individuale și instituționale pe
termen scurt); dar mecanismul principal prin care ac est lucru poate lucra nu provine dintr -o
tranzacție sau cerere de active pentru bani, ci mai degrabă de la rolul central al sistemului bancar în
furnizarea de credite. Pe aceeași idee merge și Jörg Guido Hülsmann (2003), care analizează
politica monetară c a “dependentă” de oferta de bani în felul următor: “ori de câte ori politica
monetară nu comandă celorlalți participanți la piață să se comporte într -un anumit fel
(intervenționism), ea nu are alte mijloace la dispoziție decât modificarea ofertei de bani. Pe scurt,
politica monetară non -intervenționistă se reduce întotdeauna la modificarea ofertei de bani”. Mises
(1980) propune câteva excepții de la principiul că oferta de bani este irelevantă. Astfel, el afirmă că
reducerea nivelului prețurilor va duce pro babil la producerea unor „convulsii” și producția inutilă a
banilor -marfă. El mai susține că emisiunea de mediu fiduciar stimulează acumularea de capital.
Într-un studiu privind politica monetară scoasă la iveală de la adoptarea țintelor de inflație
în Brazilia în iunie 1999, Bogdanski (2001) a argumentat că în cadrul noii politici, o categorie
importantă de prețuri a expus o ajustare din trecut, fapt care a influențat reacția politicii monetare
din moment ce reduce eficiența ratelor de interes domestic î n controlarea inflației. El a estimat o
ecuație structurală pe modelul VAR cu o ecuație IS, argumentată de ecuația curbei lui Phillips și

6
schimbul dinamicelor ratei cu rata de interes luată ca variabilă politică pentru a minimaliza funcția
de pierdere a d eviației inflației așteptate de la ținta sa ca o funcție a generației de producție
așteptată și de variație a ratei de interes nominală. S -a presupus că economia este la un echilibru
ferm al statului și este supusă la șocurile unei deviații standard.
Mehra (1999) estimează politică monetară pe termen lung ca funcție de reacție pentru ca
economia SUA să prezică un comportament al ratei de fonduri federale din 1979 și
demonstrează că o astfel de rată a răspuns perspectivelor inflaționiste pe termen l ung de la rata de
legătură. Autorul atribuie succesul realizării stabilității macroeconomice a politicii
monetare SUA pe această perioadă fixării perspectivelor pe termen lung de către autoritățile
monetare. În opoziție, Clarida, Gali și Gertler ( 1998) au estimat politica monetară ca funcție de
reacție pentru Franța, Germania, Italia, Japonia, Marea Britanie și SUA. Folosind funcția de
reacție a lui Taylor cu perspective pe termen lung, autorii raportează un comportament pe termen
lung în poli tica ce controlează băncile centrale din țările respective, date fiind reacțiile lor la
inflația anticipată.
Jordi Gali, Tommaso Monacelli (2005) analizează implicațiile macroeconomice ale trei
regimuri alternative bazate pe reguli de politică „smal l open economy” . El demonstrează că o
diferență -cheie între aceste regimuri se află în cantitatea relativă de volatilitate a cursului de schimb
pe care le implică. De asemenea, în lucrarea lui Nouriel Roubini (2002) găsim ideea că nivelul
cursului de schim b depinde de ponderea banilor folosiți pentru tranzacții de active (o pondere mai
mare apreciază moneda), de operațiunile de piață deschisă, de creșterea ofertei de obligațiuni pe
piața internă, precum și de efectele de lichiditate ale șocurilor de aproviz ionare, legătură ce provoca
o volatilitate "în exces" de rate de schimb nominale, chiar și atunci când valoarea lor
"fundamentală" este constantă.
Existența unei relații între componentele balanței de plăți și cursul de schimb a fost un
subiect dezbătut pe larg de mulți specialiști din domeniu. Alfred Marshall, Abba Lerber și Joan
Robinson au fost printre primii care au analizat corelația dintre cursul de schimb și situația balanței
comerciale. Ideile lor sunt cunoscute sub titulatura de Condițiile Marsh all Lerber. Ei au analizat
modul în care o devalorizare (în cazul regimului de cursuri fixe) sau o depreciere reală (în cazul
flotării cursului) pot să influențeze pozitiv situația balanței de plăți.
Ideile lor sunt considerate, totuși, neconcludente. O s erie de cercetători precum Cooper,
Gylfason, Risager ș.a demonstrează că deprecierea monedei naționale duce la îmbunătățirea
situației balanței de plăți. Laffer este unul din economiștii care arată că această relație este valabilă

7
doar pentru anumite țări și pentru anumite perioade de timp, demonstrând că nu există o legătură
semnificativă între balanța comercială și cursul de schimb. Paul Krugman și Richard Baldwin au
introdus în teoria de specialitate Curba în J. Cercetarea lor folosește date specifice ec onomiilor
europene și americană și arată că un șoc monetar negativ reduce PIB -ul pentru aproximativ
jumătate de an, generând aprecierea monedei pentru aceeași perioadă, se ajunge la un surplus al
balanței comerciale de un an și jumătate, după care urmează un deficit comercial. Teoria curbei în J
presupune că efectele pozitive ale devalorizării monedei asupra echilibrului balanței de plăți
externe nu se manifestă imediat ci după a anumită perioadă de timp. Conform “curbei în J”, dacă se
devalorizează moneda națională, atunci importurile cresc datorită influenței prețurilor de import,
chiar dacă cantitatea nu se modifică. Odată cu trecerea timpului, importurile scad și exporturile
cresc, cu efecte asupra echilibrării balanței comerciale. Aceste efecte pozitiv e se pot manifesta în
anumite condiții cum ar fi: creșterea competitivității mărfurilor; extinderea relațiilor comerciale cu
alți parteneri; dezvoltarea capacităților de producție pentru transport; transferul ofertei de produse
de pe o piață pe alta.
Un a lt autor care a studiat legătura dintre cursul valutar și situația balanței de plăți este
Gheorghe M. Voinea (2013), în Finanțe internaționale. Astfel, în cazul în care o țară înregistrează
un deficit al balanței de plăți, economia națională nu poate să as igure exporturi corespunzătoare
sumelor în monedă națională existente în străinătate. Deținătorii de monedă din străinătate vând
sumele pe piața valutară, oferta de valută depășind cererea și moneda depreciindu -se.
Teoria curbei în J nu este relevantă însă pentru toate statele, și în special pentru economia
americană, în concepția lui Moffet (1986). Aceleași idei sunt preluate de către Rose și Yellin
(1989) , care arată că în ultimele două decenii până în momentul realizării studiului, în SUA,
deprecierea m onedei nu a dus la un deficit comercial pe termen scurt și nu găsesc o legătură
puternică între cursul de schimb și balanța comercială.
Cercetările pe acest subiect sunt numeroase iar analizele efectuate cuprind date din
numeroase state. O analiză realiza tă în cazul Japoniei, în perioada 1974 -1996, demonstrează
aceeași inadvertență dintre realitate și teoria economică.
Unii economiști consideră că volatilitatea cursului de schimb produce doar efecte negative,
indiferent de sensul în care se manifestă aceas ta. Efectele aprecierii sau deprecierii nu sunt
suficient de robuste pentru a putea să fie generalizate în toate țările. În plus, firmele înregistrează
costuri suplimentare aferente protejării împotriva riscului valutar, reducându -se astfel veniturile
partenerilor implicați în relațiile comerciale internaționale.

8
Așa după cum s -a văzut mai sus cursul de schimb influențează situația exporturilor și a
importurilor unui stat. Razin și Collins (1999) au arătat faptul că o supraevaluare a monedei
naționale poat e stopa creșterea economică, aceleași rezultate fiind obținute și de către Rajan și
Subramanian (2009) sau Gala (2008). Alte studii au demonstrat că o subevaluare a monedei
naționale poate impulsiona creșterea economică (Berg, Miao, 2010).
Relația dintre cursul de schimb și exporturi a fost analizată de un număr mare de cercetători
și, în particular, a fost analizat efectul unei deprecieri a monedei asupra exporturilor. Unii
cercetători au studiat efectul asupra exporturilor a creșterii cursului de schimb pentru un grup de
economii din Asia (Malaiezia, Thailanda, Indonezia, Japonia, Filipine, Singapore, Republica
Koreea și Taipei), iar rezultatele au arătat că efectul unei deprecieri a monedei naționale este slab
și variază de la o țară la alta. Pe de altă parte, Wang și Ji (2006) s -au concentrat asupra comerțului
internațional al Chinei (pe parcursul perioadei 1986 -2003) și au arătat că yuanul chinezesc nu a
avut nicio influență asupra exporturilor sau importurilor. Câteva rezultate interesante au fost
obținute în cazul analizei lirei turcești și a influenței acestei monede asupra importurilor și
exporturilor din Turcia. În primul rând, Aydin și alții (2004) au studiat situația dintre anii
1987 -2003, iar concluzia acestora a fost că rata de schimb nu are ni cio influență asupra
exporturilor, dar influențează importurile. În al doilea rând, Binatli și Sohrabji (2009) au analizat
perioada 1999 -2008, iar rezultatele acestora au arătat că o depreciere a lirei turcești are un efect
negativ atât asupra importurilor de bunuri, cât și asupra exporturilor. Bernard și Jense (2004) au
cercetat economia Statelor Unite ale Americii din perioada 1987 -1992 și au evidențiat faptul că
variabilitatea cursului de schimb a fost un determinant important al creșterii exporturilor.
Lemmers și Vancauteren (2009) au analizat comerțul exterior al Olandei între 1978 -2007 și au
găsit că o variație a cursului euro – dolar de 10% în sensul scăderii reduce exporturile olandez cu
1,8%, dar nu are niciun efect notabil asupra importurilor. De asemenea, aceștia s -au concentrat și
pe efectele cursului de schimb asupra bunurilor reexportate și legătura acestora cu exporturile
Olandei din perioada 1996 -2007. Dacă se înregistrează o depreciere accelerată a dolarului față de
euro în trimestrul prec edent, aceasta are un efect negativ asupra volumului bunurilor reexportate
din trimestrul următor (o depreciere de 10% a dolarului față de euro conduce la o scădere de 2,9%).
Punând problema crizelor financiare ca urmare a unei politici monetare neadecvat e Hélène
Rey (2015) demonstrează că ciclul financiar global nu este aliniat cu condițiile macroeconomice
specifice tuturor țărilor. Într -o serie de țări, acest lucru poate duce la creșterea creditului în exces
(sau, invers). Creșterea creditului în exces e ste una dintre cei mai buni predicatori de criză.

9
Gourinchas și Obstfeld (2012) arată că în toate tipurile de criză, trei variabile joacă un rol statistic și
economic semnificativ: raportul de credit intern la ieșire, cursul real de schimb , precum și rapor tul
de rezerve oficiale la ieșire. Schularick și Taylor (2012) demonstrează că creșterea de credit este un
predicator puternic al crizelor financiare, ceea ce sugerează că astfel de crize sunt "boom de credit
mers prost". Rezultate similare sunt raportate de Lund -Jensen (2012 ), care consideră că inflația
prețurilor este asociată cu crize bancare sistemice. Analiza implică în mod clar că fluxurile brute (în
special de credit și de creanță) trebuie monitorizate cu atenție, în paralel cu fluxurile nete care s unt
esențiale pentru problemele de durabilitate, în scopul de a evalua fragilitatea financiară și condițiile
de creditare globală. Aceste nepotriviri contribuie la instabilitatea financiară și monetară.
În ceea ce privește modificările cursului de schim b asupra relațiilor economice
internaționale, Paul Kurgman (2010) scoate în evidență faptul că, în contextul globalizării,
concurenții pe piețele bunurilor și serviciilor se realizează între producători. În aceeași ordine de
idei, Michael Porter susține că politicile macroeconomice ale țărilor trebuie să urmărească
promovarea competitivității internaționale. Cursurile de schimb subevaluate acoperă deficitul de
competitivitate și amână unele reforme economice. În viziuna ambilor autori, competitivitatea
internațională pe termen lung nu se poate asigura numai prin deprecierea monedei, ci necesită
reforme profunde în economie. Așa cum afirmă și Mugur Isărescu (2006), ” este adevărat că
deprecierea valutară oferă un balon de oxigen producătorilor care sunt necomp etitivi în sens
fundamental. Tot la fel de adevărat este faptul că balonul de oxigen acționează doar pe termen
scurt”.
Milton Friedman în studiu intitulat “A program for monetary stability”, spune că ceea ce ne
trebuie nu este un conducător monetar îndemâ natic al vehiculului economic, care să răsucească în
permanență volanul pentru a se adapta iregularităților neașteptate ale drumului, ci anumite
mijloace care să -l împiedice pe pasagerul monetar aflat pe locul din spate, ca balast, să se aplece
din când în când în față și să smucească volanul, ceea ce ar putea arunca mașina în șanț.

10
Capitol 2. INFLUENȚA POLITICILOR MONETARE ASUPRA
VOLATILITĂȚII RATELOR DE SCHIMB ÎN SUA, JAPONIA ȘI UE

În general, de ciziile de politică monetară produc efecte asupra econ omiei în mod indirect,
propagându -se prin intermediul sistemul ui financiar -bancar. Economia reală este influențată cu
precădere de ratele dobânzilor pe termen mediu și lung practicate de băncile comerciale pentru
depozitele atrase sau pentru creditele acor date clienților acestora. Nivelul acestora din urmă
depinde de cel al ratei dobânzii de politică monetară, dar și de un număr de alți determinanți
(inflația, creșterea economică etc.), și este hotărâtor pentru deciziile de investiții, consum sau
economisir e. Pe termen scurt/ mediu, politica monetară poate afecta numai decalajul dintre nivelul
efectiv al producției și cel sustenabil pe termen lung (deviația PIB real de la nivelul său potențial).
Evoluția cursului de schimb este rezultatul acțiunii unui număr mult mai mare de factori (de
exemplu, aversiunea la risc a investitorilor străini, dezechilibrele macroeconomice interne și
externe (diferențialul ratelor dobânzilor), factori politici etc.). Asupra unora dintre acești factori
politica monetară nu poate a cționa, iar asupra altora are o influență limitată și condiționată strict de
coerența celorlalte politici macroeconomice (fiscală, de venit uri, a reformelor structurale).
Cursul de schimb influențează prețul relativ al bunurilor interne față de cel al bunu rilor
tranzacționate pe piețele externe. Un exportator va câștiga mai mult dacă prețul obținut în valută
din vânzarea bunurilor sale pe piețele externe este transformat în lei la un curs de schimb mai
ridicat (moneda națională este mai depreciată). Pe de a ltă parte, un importator va câștiga mai mult
dacă bunurile vândute pe piața internă sunt achiziționate în valută la un cost mai mic exprimat în
lei, echivalent al unei monede naționale mai apreciate. Cursul de schimb transmite astfel (prin
intermediul cana lului exporturilor nete, sau canalului indirect al cursului de schimb) cu un anumit
decalaj în timp, impulsurile inițiale ale ratei dobânzii de politică monetară asupra activității
economice (sinte tizată prin deviația PIB real).
Un alt mecanism important p rin care cursul de schimb și ratele dobânzilor acționează asupra
activității economice e ste efectul de avuție și bilanț. O depreciere a cursului de schimb al monedei
naționale generează o diminuare a apetitului pentru contractarea de credite în valută. În același
timp, deprecierea monedei naționale va reduce venitul disponibil al celor care au deja contractate
astfel de credite.
Dincolo de influența politicii monetare, dinamica cererii agregate și a prețurilor este
determinată și de conduita altor componen te ale setului de politici macroeconomice, cum ar fi

11
politica fiscală și politica veniturilor. Politica fiscală are un efect direct asupra economiei
influențând cererea agregată prin intermediul impulsului fiscal. O politică fiscală optimală are rolul
de a atenua și stabiliza fluctuațiile ciclului economic și, prin urmare, dinamica deviației PIB real de
la nivelul său potențial. Stabilirea conduitei fiscale în ceea ce privește cuantumul unor impozite
precum TVA sau nivelul accizelor la diferite produse are impact direct asupra nivelului prețurilor
în economie. Pe de altă parte, o politică echilibrată a veniturilor trebuie să fie ghidată de asigurarea
corelației dintre câștigurile salariale reale din domeniul public cu cele din domeniul privat și cu
dinamica productivității muncii.
În acest sens, în capitolul de față ne -am axat pe modul în care politicile financiare
influențează ratele de schimb. Astfel, cu ajutorul programului SPSS Analytics, am desfășurat o
analiză descriptivă a variabilelor din baza de date , pentru fiecare stat în parte, urmărind principalele
cauze și efecte, posibile influențe între indicatori, dinamică, etc.
Datele au fost preluate din surse reprezentative, precum The Organization for Economic
Cooperation and Development(OECD), FederalRese rve și Eurostat, pe o perioadă de 25 de ani,
pentru Japonia, SUA și Uniunea Europeană.
În continuare, vom prezenta principalele modu ri în care influențează politicile monetare,
ratele de schimb din cele 3 state.

Tabel ul nr. 1 Influența politicilor monetar e asupra volatilității ratelor de schimb în SUA

N Minimum Maximum Mean
Produs Intern Brut
(PIB) % 25 -2.00 6.70 4.6120
Rata de schimb
(RSch), % 25 .90 1.46 1.2220
Import (Imp),
milioane USD 25 762232.00 2675523.0
0 1793897.6400
Import (Imp), % 25 -25.90 22.70 7.0840
Export (Exp),
milioane USD 25 672469.00 2175298.0
0 1359576.5200
Export (Exp), % 25 -18.00 21.00 6.4880
Rata inflatiei (RInf),
% 25 -.40 5.40 2.6280
Balanta de plati
(Bplati), milioane
USD 25 -806726.0
0 2897.00 -364116.8000
Balanta de p lati
(BPlati), % PIB 25 -5.76 .05 -2.9336

12
Rata somajului
(RSom), % 25 4.00 9.60 6.1320
Rata dobanzii
(RDob), % 25 1.80 8.55 4.9568
Investitii, USD 25 1238830.0
0 3378732.0
0 2343350.0000
Rata de economisire
(Recon), % 25 2.50 8.50 5.4280
Indicele pretul ui de
consum (IPCon), % 25 95.30 124.10 105.7680
Masa monetara 1
(M1), milioane USD 25 46.50 161.30 80.4280
Masa monetara 3
(M3), milioane USD 25 37.50 132.00 70.2840
Impozit pe venit
(Imv), % 25 23.30 28.40 26.0000
Valid N (listwise) 25

Evoluția PIB-ului în Statele Unite atinge valoarea minimă î n anul 2009 , o valoare de
-2.0%. Acest minim a fost cauzat de criza financiară și economică care a afectat SUA între anii
2008 -2011 pe planul investiț iilor ipotec are, lucru care a dus la o criză de lichid itate. Acest fapt a
determinat o injectare substanțială de capital în pieț ele financiare. Valoarea scăzută a PIB -ului în
SUA a condiționat o scadere a economiilor de pretutindeni.
Valoarea maximă atinsă de PIB în SUA este de 6.7% î n anul 2005, valoare de terminată de
evoluția favorabilă a economiei țării, de creșterea investițiilor de capital fix, a evoluț iei pozitive a
exporturilor. Producția de bunuri de folosință îndelungată , acti vitatea din sectorul financiar și al
asigurărilor și comerț ului au fost principalii factori care au contribuit la creșterea reală a PIB -ului.
În medie , PIB-ul Statelor Unite s -a situat în jurul valorii de 4.61% î n peri oada 1990 -2014.
Produsul inte rn brut al SUA a crescut cu 5% î n anul 2014, cea mai rapidă creștere din ultimii 11 ani,
cu mult peste estimarea inițială de 3.9%.
Rata de schimb înregistreză valoarea minimă de 0,90 % în anul 2000, care a influențat la
rândul său majorarea ratei dobânzii , ce a atins valoarea de 6,03%, după înregistrându -se o
descreștere constantă. Valoa rea maximă atinsă de acest indicator în perioada analizată, 1990 -2014,
a fost observată în anul 2008, de 1,46%, cauzată în mare parte de fluctuațiile valutare pe plan
internațional și instabilitatea cauzată de efectele crizei globale.

13
Valoarea importurilo r Statelor Unite a variat de la o perioadă la alta, valoarea minimă este
înregistrată în anul 2009, care atinge -25,90%, comparat cu aceeași perioadă a anului trecut
Această bruscă cadere de la valoarea înregistraă în anul precedent de 7,50% a fost influen țată de
scăderea dramatică a cheltuielilor cosumatorilor, ce a dus la scăderea producției și implicit la
concedierea angajaților. Faptul că americanii au micșorat cheltuielile a dus la scăderea
importurilor.
După în anul 2010, SUA redre sează situația și în registrează valoarea maximă pentru
perioada analizată (1990 -2014) , de 22,7% . Cea mai mare creștere au înregistrat -o importurile de
autovehicule ș i cele de bunuri de capital. Iar cea mai mare reducere a fost înregistrată la importurile
de bunuri și materia le industriale , și de produse petroliere. Media indicatorului s -a aflat în jurul
valorii de 7,08%.
Exporturile Statelor Unite au atins valoarea minimă în anul 2009, de -18%. Cauzat în
primul rând de scăderea PIB -ului, și reducerea de bunuri și de servicii, inclusit a celor produse în
Statele Unite. Acest lucru a dus la o scădere în rândul consumatorului american și deci a unui
declin al exporturilor din Statele Unite. În anul 2010, SUA, înregistrează valoarea maximă a
exporturilor, de 21%, față de aceeași p erioadă a anului trecut. Creșteri s -au înregistrat la exportul
tuturor categoriilor de mărfuri complexe, mai mult de jumătate din creșterea exporturilor s -a
datorat vânzărilor de bunuri de capital . Media indicatorului analizat în perioada anilor 1990 -2014
este de 6,488 %.
Conform analizei efectuate asupra ratei de inflaț ie a SUA, în intervalul de 25 ani
(1991 -2014), observăm că valoarea cea mai mică (minimum ) a acesteia este î nregistrat ă în anul
2009 , și anume de -0.40%. A ceasta a fost, în mare parte , cauza măsurilor î ntreprinse de guvernul
SUA petru a revendica criza fina nciară din 2007 -2008. Valoare a cea mai mare ( maximum ), de
5.40% este înregistrată î n anul 1990, argumenta tă de instabilitatea fina nciară și economică a acelei
perioade î n SUA, în fapt justificată prin prezenț a reformei fina nciare din iunie 1990. Ca și o medie
a ratei inflației în SUA în această perioadă este de 2.6 2%, o valoare mult mai mare decât î n celelalte
state, precum Japonia sau Uniunea Europeană .
Balanța de plăți înregistrează o val oare de -806726.00 USD în anul 2006 , minimul
înregistrat în perioada analizată; valoare a maximă o întâlnim î n anul 1991 , de respectiv 2897.00
mil USD. Media înregistrată este de -364116.8000 mil USD.
După cum se poate observa, rata șomajului cunoaște cea m ai mică valoare în anul 2000 și
anume 4%, în anul 2010, ajungând la valoarea de 9,60%. Din 2009, se remarcă o tendință de

14
scădere a acesteia, deoarece există o alternanță dintre perioadele de criză și perioadele de recesiune.
Deși nivelul dezechilibrului î nregistrat în perioada 2001 – 2003 a fost depășit, criza actuală încă se
poziționează sub nivelul dezechilibrului din perioada 1990 – 1993 dar are toate șansele să îl egaleze
sau chiar să îl depășească.
Putem afirma faptul că piața muncii americană a fost afectată de criza financiară,
accentuând nivelul șomajului și concedierile în masă. Impactul este diferențiat pe sectoare, cei mai
afectați fiind angajații din sectoarele puternic dependente de finanțarea din surse externe (atrase de
pe piață prin credite, acțiun i, obligațiuni).
De asemenea, criza financiară a determinat o reorientare sectorială a forței de muncă
disponibilizate din sectoarele grav afectate de criză (piața americană are o capacitate destul de mare
de adaptabilitate la noile condiții).
Rata dobânzii în SUA cunoaște cea mai mică valoare în 2012, și anume de 1.80%. Rezerva
Federală are o vedere relaxată asupra economiei și menține rata dobânzii la un procent de 2%,
această atitudine având un efect negativ supra dolarului. În opoziție, cea mai mare valoare a ratei
dobânzii, SUA o cunoaște în anii ‘90, de 8,55%, când Rezerva Federală a avut o atitudine extrem
de agresivă cu privire la perspectivele inflaționiste din economie și a ridicat ratele dobânzilor, cu
consecințe benefice pentru dolar .
Valorile ridicate ale indicelui de consum în cazul SUA indică o atitudine agresivă, cu
consecințe pozitive pentru dolar. Creșterea indicelui a condus la creșterea principalelor dobâ nzi al e
SUA. Acest fapt a condus la rândul să u la creșterea cursu lui dolarului, deoarece a crescut
atractivitatea păstrării rezervelor în valută cu dobânzi mai mari.
Evoluția masei monetare în sens restrâns, ca agregat al masei monetare ce cuprinde
numerarul din afara sistemului bancar (monedă divizionară, bancnote) și depozitele la vedere,
înregistrează o creștere reprezentativă în decursu l anilor 2014 -1990 de la 46.50 (1990) la 161.30
(2014), creștere prin intermediul căreia banca centrală oferă băncilor comerciale posibilități sporite
de creare a banilor. Astfel, ac estea acorda mai multe credite, ceea ce înseamnă că o cantitate mai
mare de bani va fi la dispoziția populației și a firmelor. Ca urmare, acestea vor înregistra un grad
mai ridicat de cheltuieli cu bunurile si serviciile, astfel încât, o parte importantă a suplimentului de
masa monetară trece la vânzătorii de bunuri și servicii, care, la rândul lor, vor cheltui mai mult
înregistrând astfel o rel ansare a activității economice. Creșterea valorilor masei monetare în
perioada analizată evidențiază voința autori tăților monetare de a menține o orientare restrictivă, cu
scopul frânării inflației și a asigurării unei concordanțe între creșterea masei monetare și creș terea

15
PIB.
Se poate remarca în această perioadă ș i o creștere a indicatorului M3 de la 37.50 în 1990 ,
aceasta reprezentând și valoarea minimă a acestuia, la 132.00 in 2014( valoarea maximă).
Sistemul fiscal american are trei niveluri – federal, de stat și local. În vreme ce primele două
percep impozit pe venit, taxele locale sunt cele care se aplică prop rietăților imobiliare în funcție de
valoarea acesteia; ele sunt încasate anual. Florida este unul dintre puținele subiecte ale Federației
care NU percep impozit pe venit la nivel de stat.
Pe lângă taxele locale, rămâne așadar de plătit doar impozitul feder al pe venit – care se
calculează și plătește tot anual pentru orice venit obținut pe teritoriul SUA. În prezent, acest
impozit este unul progresiv . Din tabelul anterior putem remarca o oarecare v ariație a impozitului pe
venit în decursul perioadei luate î n consi derare î n analiză (1990 -2014), acesta înregistrând o
scădere ușoară de la 38.80% în 1990 la 25.80% în 2014. De asemenea se observă că cea mai mică
valoare se înregistrează în 2009 (23.30%) iar cea mai mare în 2000 (28.40%), lucru ce poate fi
datorat recesiunii din 2008 urmată de redresarea economică lentă.

16

Tabel ul nr. 2 Influența politicilor monetare asupra volatilității ratelor de schimb în Uniunea
Europeană
N Minimum Maximum Mean
Produs Intern Brut
(PIB) % 19 -4.57 3.81 1.4347
Rata de schimb (RSch),
% 25 .68 1.12 .8320
Import (Imp), milioane
USD 20 2965714.00 7018521.00 5272945.4500
Import (Imp), % 15 -24.40 20.40 7.2133
Export (Exp), milioane
USD 20 3116006.00 7551199.00 5457713.8500
Export (Exp), % 15 -22.50 19.40 7.2200
Rata inflatiei (RInf), % 24 .30 4.11 2.1458
Balanta de plati
(Bplati), milioane USD 17 -211051.00 302417.00 19741.1765
Balanta de plati
(BPlati), % PIB 18 -1.52 2.31 .2522
Rata somajului (RSom),
% 15 7.00 10.90 9.1067
Rata dobanzii (RDob),
% 25 2.28 10.87 5.5552
Investitii, USD 20 1843672.00 3754180.00 2866632.0000
Rata de economisire
(Recon), % 16 10.49 13.13 11.7300
Indicele pretului de
consum (IPCon), % 25 88.60 113.10 102.6160
Masa monetara 1 (M1),
milioane USD 25 21.50 120.20 59.4160
Masa monetara 3 (M3),
milioane USD 25 29.50 107.50 66.0800
Impozit pe venit (Imv),
% 13 38.30 39.40 38.9077
Valid N (listwise) 12

O situație asemănătoare o prezintă evoluț ia PIB-ului î n Uniunea Europeană , care a
cunoscut o încetinire substanțială în 2008, iar î n 2009 PIB -ul s-a redus considerabi l ca urmare a
crizei economice ș i financiare mondial e. În anul 2010, nivelul PIB -ului s-a redresat. Valoarea
maximă a indicatorului este atinsă în anul 2000, atingând valoarea de 3.81%, condiționată de
creșterea economică a Europei, dezvoltarea unui nou sistem economic, ca racterizat prin stimularea
inovă rii, prin flexibilitatea pieței muncii și prin competitivitate economică .

17
Rata de schimb în Uniunea Europeana atinge valoarea minimă în anul 2008, și anume, de
0,68%. valoare cauzată de efectele crizei financiare globale, și fluctuația valutelor pe piața
internațională. În anul 2001 UE a înregist rat valoarea maximă a indicatorului pentru perioada
analizată, 1990 -2014, de 1,12%. Această modificare a dus la micșorarea ratei dobânzii și la
stabilirea unei tensiuni pe piața de capital al Uniunii Europene. Valoarea medie este situată în jurul
valorii d e 0,832%, valoare mai mică în comparație cu 1,222% a Statelor Unite.
Valoarea importurilor a atins nivelul minim în anul 2009, de -24,40%. Scădere cea mai
dramatică a fost înregistrată din cauza micșorării cheltuielilor pentru achiziționarea materiilor
prime, produselor lubrifiante și combustibil. Situație cauzată de efectele crizei financiare globale.
Uniunea Europeana atinge valoare maxima a importurilor în anul 2003, și anume, de 20,40%. O
perioadă mai stabilă și de avânt al economiei europene. Însă urma tă de micșorarea lentă a acestora,
până la valoarea minimă din 2009.
Exporturile Uniunii Europene au atins valoarea minimă de -22,50%, în anul 2009,
confrunțându -se cu aceeași situație ca și marile economii ale lumii, SUA și Japonia. Situație care a
dus la reducerea de bunuri și de servicii, micșorarea cheltuielilor consumatorilor. În anul 2003 EU
a înregistrat valoarea maximă a exporturilor, din perioada analizaă, 1990 -2014, de 19,40%. Precum
a fost menționat mai sus, această perioadă a Uniunii Europene, p resupune perioada de dezvoltarea
economică, și deci u avânt al acesteea.
Rata de inflaț ie a UE înscrie valoarea cea mai mică (minimum ) a acestei period e în anul
2009 , de 0,30% – valoare ce reprezintă pași de refacere a economiei după criza financiară din
2007-2008 . Valoare a cea mai mare ( maximum ), de 4,11% este înregistrată î n anul 1991 . Ca și
medie a ratei inflației în UE , este valoarea de 2.14 %, o valoare mai mică decâ t cea înregistrată î n
SUA.
Balanța de plăți înregistrează o valoare de -211051.00 mil USD în anul 2008 , minimul
înregistrat în perioada analizată. V aloare a maximă o întâlnim î n anul 2013 , respectiv 302417.00
mil USD. Media înregistrată în această perioadă este de 19741.17 mil USD.
După cum se poate remarca, valoarea cea mai mare a ratei șom ajului în UE o întâlnim în
2013, și anume de 10, 90%, iar valoarea cea mai mică, de 7% în 2008.
Deși este într -o ușoară scădere, nivelul rămâne ridicat. Cu toate că în perioada 2004 -2007,
rata șomajului a scăzut cu aproape 2 puncte procentuale, criza fina nciară economică a provocat o
gravă deteriorare a situației. Între 2008 și 2013 (cifre ajustate în funcție de variațiile sezoniere), rata
șomajului în UE -28 a crescut de la 5,8 % la 9,60 %.

18
În ceea ce privește indicele preț urilor de consum , aceeași situați e se poate observa și în
cazul Uniunii Europene, valorile procentuale menținându -se la un nivel apropiat, cu mici fluctuații
în cazul Uniunii Europene în intervalul 1990 -1995 și 2010 -2014, când indicele a coborât sub
nivelul 100, cu consecințe negative asu pra euro.
Analizând masa monetară , în sens restrâns, la nivelul Uniunii Europene putem observa de
asemenea o creștere a gradului acesteia de la 21.50 (1990) la 120.20 (2014). Creșterea masei
monetare este determinată de acordarea de credite, sursa acestora fiind constituită de economii
și/sau disponibilitățile agenților economici, emisiunea monetară, realizată de Banca Centrală
atunci când disponibilitățile bănești sunt insuficiente, diminuarea rezervei obligatorii instituitede
Banca Națională, schimbul val utar al monedelor străine pe monedă națională.
La nivelul țărilor membre ale UE se manifestă un proces de diferențiere a politicilor fiscale
în domeniul impozitelor directe (procesul de armonizare se aplică cu pregnanță în domeniul
impozitelor indirecte d eoarece acesta afectează libera circulație și libera prestație a serviciilor).
Politica fiscală din cadrul UE în sfera impozitelor directe vizează în principal prevenirea evaziunii
fiscale și eliminarea dublei impuneri.
Diferențele mari de fiscalitate de la o țară la alta se explică, pe de o parte, prin gradele
diferite de dezvoltare economică a acestora, iar pe de alta, prin politicile promovate de autoritățile
publice în relațiile cu populația: de satisfacere într -o largă măsură, din fondurile publice a nevoilor
sociale (educație, sănătate, securitate socială, cultură) ale cetățenilor, sau de acoperire numai
parțială a acestora, adică în parteneriat public – privat.
În ultimii 10 ani, în țările membre ale Uniunii Europene au fost înfăptuite veritabile re forme
fiscale sau cel puțin unele adaptări ale sistemelor fiscale în vigoare. Acestea au vizat atât impozitele
directe, îndeosebi impozitul pe veniturile persoanelor fizice și impozitul pe profitul corporațiilor,
cât și impozitele indirecte, mai ales taxel e de consumație generale și speciale.
Din analiza impozitului pe venit din Uniunea Europeană se poate constata faptul că
valorile rămân constante în această perioadă, cea mai mică valoare fiind înregistrată în 2009 și
respectiv 2010 (38.30%) iar cea mai m are de 39.40% în anul 2006. La sfârșitul anilor ‘90, Tratatul
de la Maastricht și mai apoi Pactul de Stabilitate și Creștere au determinat adoptarea unor serie de
măsu ri de consolidare fiscală. Deși au fost tentative de reducere a poverii fiscale, acestea s -au
dovedit temporare sub necesitatea reducerii deficitului guvernamental.

19
Tabelul nr. 3 Influența politicilor monetare asupra volatilității ratelor de schimb în J aponia

N Minimum Maximum Mean
Statistic Statistic Statistic Statistic
Produs Intern Brut
(PIB) % 25 -5.53 5.57 1.0368
Rata de schimb (RSch),
% 25 15.93 144.79 106.3392
Import (Imp), milioane
USD 25 433955.00 947723.00 669064.6400
Import (Imp), % 25 -27.40 25.80 6.4280
Export (Exp), milioane
USD 25 350592.00 913021.00 612703.3200
Export (Exp), % 25 -25.70 32.70 4.4440
Rata inflatiei (RInf), % 25 -1.30 3.30 .4720
Balanta de plati
(Bplati), milioane USD 19 24086.39 220958.30 124258.5742
Balanta de plati
(BPlati), % PIB 21 .50 4.84 2.6195
Rata somajului (RSom),
% 25 2.10 5.40 3.9520
Rata dobanzii (RDob),
% 25 .52 6.96 2.3156
Investitii, USD 25 759252.00 1035414.00 856390.5200
Rata de economisire
(Recon), % 24 18.30 33.80 25.8500
Indicele pretul ui de
consum (IPCon), % 25 30.50 160.00 102.2600
Masa monetara 1 (M1),
milioane USD 25 28.20 119.20 71.8120
Masa monetara 3 (M3),
milioane USD 25 69.20 110.40 89.6400
Impozit pe venit (Imv),
% 25 25.30 29.70 27.3180
Valid N (listwise) 18

Produsulu i Intern Brut din Japonia, susține o evoluție preponderent descrescătoare în
perioada analizată, de la 5,57% în 1990 și până la -0,10% în 2014. Cu o creștere ușoară în 2000 și
2004. Totodată se poate remarca și faptul că cea mai mică valoare se înregistrea ză în 2009
(-5,53%), iar cea mai mare în 1990 (5,57 %), ca urmare a crizei financiare globale, înregistată în
anii 2007 -2008 și efectele negative ale acesteea care au afectat țara în anii următori. Media
indicatorului analizat s -a situat în jurul valorii de 1,0368%.

20
Rata de schimb a atins valoarea minimă de 15,93% în anul 2003, iar cea maximă de
144,79% în anul 1990. Influențele cele mai puternice pe care le -a avut economia asupra ratei de
schimb a fost, criza economică globală, fluctuațiile valutare pe piat a internațională și piața locală.
Modificările care au urmat după criză au dus la modificarea ratei de schimb, care la rândul acesteea
să afecteze rata dobânzii și creșterea economică a țării.
Pentru Japonia valoarea minimă a importurilor în perioada anali zată,1990 -2014, a fost
înregistrată în jurul valorii de -27,40%, în anul 2009, iar valoarea maximă în anul 2010, de 25,80%.
Aceeași situație a fost observată și la Statel e Unite și Uniunea Europeană, ef ecte care au dus la o
scădere economică la nivel globa l. În cazul Japoniei nivelul mediu al acestui indicator este de
6,4280%, valoare sub nivelul înregistrat în celelalte două economii analizate.
Exporturile Japoniei au atins nivelul maxim în anul 2010, când valoarea indicatorului a
atins 32,70%, în comparaț ie cu aceeași periadă a anului trecut. Nivelul minim a fost înregistrat în
anul 2009, de -25,70%. Și în cazul dat, urmări cauzate de evoluția economică a țării și efectele
negat ive ale crizei economice.
Rata de inflație a Japoniei înscrie cele mai mici val ori, în com parație cu SUA și UE.
Valoarea cea mai mică a acestei perioade o întâlnim în anul 2009 de -1,3%, valoare ce reprezintă
pași de refacere a economiei după criza financiară din 2007 -2008. Valoare cea mai mare de 3,30%
este înregistrată în anul 1991 . Ca și o medie a ratei inflației în Japonia pentru această perioadă este
de 0,47%, o valoare satisfacatoare pentru un stat bine dezvoltat.
Balanța de plăț i a Japoniei înregistrează doar valori pozitive. Așad ar, valoare a minimă
este de 24086.39 mil.USD în anul 2014 , valoare a maximă o întâlnim î n anul 2007 , respectiv
220958.30 mil USD, iar media înregistrată în această perioadă este de 124258.57 mil USD.
Rata de inflație a Japoniei înscrie cele mai mici valori, în comparație cu SUA și UE.
Valoarea cea mai m ică a acestei perioade o întâlnim în anul 2009 de -1,3%, valoare ce reprezintă
pași de refacere a economiei după criza financiară din 2007 -2008. Valoare cea mai mare de 3,30%
este înregistrată în anul 1991. Ca și o medie a ratei inflației în Japonia pentru această perioadă este
de 0,47%, o valoare satisfacatoare pentru un stat bine dezvoltat.
După cum se observă, rata șomajului în Japonia cunoaște cea mai mică valoare între anii
1990 -1993, de 2,10% , în timp ce în anul 2002, rata ajunge la un nivel procent ual de 5%, prima
creștere înregistrata din cauza impactului impactului cutremurului masiv și al tsunamiului. În
2007 a scăzut și proporția dintre oferta totală de locuri de muncă și cererea de angajare. Astfel,
pentru fiecare 100 de persoane în căutarea u nui job existau 104 locuri disponibile.

21
Rata șom ajului în Japonia a urcat la 5,2% în anul 2010, cea mai ridicată din ultimii cinci ani,
deoarece recesiunea a forțat companiile nipone să facă din ce în ce mai multe concedieri.
După cum se poate observ a, Ja ponia a intrat î ntr-o perioadă de recesiune economică la
începutul anilor '90, când rata dobânzii era de 6,96%. În ciuda injecțiilor de capital prin fondu ri
publice către principalele bă nci pentru a rezolva problema creditelor neperformante, sistemul
banca r și-a revenit destul de târziu.
Pentru a rezolva aceste probleme dificile, BOJ a redus rata dobânzii overnight la operațiuni
call fără garanții (uncollat eralized call rate) la 0,5% după 1995, prin reducerea în continuare a
dobânzii până aproape de zero (p olitica monetară a ratei zero a dobânzii), după februarie 1999 și
prin adoptarea politicii monetare de relaxare cantitativă după martie 2001.
În cazul Japoniei, în calcularea indicelui prețurilor de consum sunt excluse datele privind
produsele alimentare f iindcă prețul acestora este considerat foarte volatil. Valorile ridicate ale
indicelui de consum indică o atitudine agresivă și în cazul Japoniei, valorile procentuale
menținându -se la un nivel apropiat.
Totodată, se poate observa o creștere a masei moneta re și în cazul Japoniei ce variază de la
28.20 în 1990 și până la 119.20 în 2014, înregistrându -se o valoare minimă de 28.20 ( 1990) și o
valoare maximă de 119.20 î n 2014.
În ceea ce privește Japonia, se poate constata, de asemenea o creștere a masei moneta re M3
de la 69.29 în 1990 la 110.40 î n 2014, lucru ce poate fi determinat de creșterea economică niponă
din ultimele 3 decenii, precum și de relansarea economică din urma cutremurului din 2011.
În cazul impozitul ui pe venit din Japonia, putem remarca o oarecare creștere a acestui
impozit în perioada analizată, de la 28.50% în 1990 și până la 29.70% în 2014. Totodată se poate
remarca și faptul că cea mai mică valoare se înregistrează în 2003 (25.30%), iar cea mai mare în
2014 (29.70%), ca urmare a introducer ii unei “Suprataxe Speciale de Reconstrucție”, pe care
guvernul japonez a introdus -o pentru a ajuta la finanțarea costurilor de reconstrucție după marele
cutremur din estul Japoniei, din 2011.

22
Capitol 3. OBIECTIVELE POLITICII MONETARE ȘI MODUL DE
IMPLEMENTARE AL ACESTORA ÎN SUA, JAPONIA ȘI UE

Influența indicatorilor economici asupra celorlalte variabile macroeconomice, în special
asupra ratei de schimb și creșterii economice, este un subiect ce a generat controverse puternice în
literatura de sp ecialitate și a dus la formarea mai multor ipoteze cu privire la acest subiect.

IPOTEZA 1
Una dintre ipoteze le considerate semnificative este influența masei monetare asupra
creșterii economice . Analizând subiectul am observat influenț ele care duc la modi ficare PIB -ului
în urma creșterii sau micșorării masei monetare (M1).
Prin urmare putem afirma că modificarea cantității de moded ă în economie duce la
modificarea rate i dobânzii, care afectează la râ ndul său consumul, iar cel din urmă duce la o
creștere sa u scădere a produsului intern brut.
Conform teoriei cantitative, care a fost formulată pentru prima dată de Irving Fisher1
(1911), modificarea prețurilor este explicată exclusiv de modificarea masei monetare. Prin urmare
venitul nominal este determinat în exclusivitate de evoluția cantității de bani din economie.
Conform viziunii monetariste “inflația este mereu și pretutindeni un fenomen monetar”
(M.Friedman și A.J. Schwartz2, 1963). Prin urmare, ritmul de creștere a masei monetare determină
rata inflați ei într -o economie, atunci când ritmul de creștere a masei monetare se amplifică, rata
inflației crește, în timp ce o reducere a ritmului de creștere a masei monetare va avea ca efect o
scădere a ratei inflației.
În viziunea economiștilor neo -keynesiști, ( R.Clarida, J. Gali, M. Gertler), consideră că o
corelație determinată empiric dintre ritmul de creștere a masei monetare și rata inflației nu indică și
cauzalitate, prin urmare nu se poate trage concluzia că evoluția masei monetare determină inflația
într-o economie. Mai mult, în regimurile de țintire a cursului de schimb și de țintire a inflației,
băncile centrale influențează în primul rând rata dobânzii.
În analiza ce urmează , observăm influențele care le -a avut variabilele M1, Rata Dobânzii și

1 I.Fisher,(1911), “The Purchasing Power of Money. Its Determination and Relation to Credit, Interest, and Crisis”,
The Macmillan Co. New York.
2 M.Friedman și A.J. Schwartz, (1963), “A Monetary Hi story of the United States 1867 -1960”, Princeton University
Press

23
Consumul asupra Produsului Intern Brut (PIB) în St atele Unite, Europa și Japonia

SUA
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .466a .218 .216 1.79630

a. Predictors: (Constant), Consum (mld. USD), Rata dobanzii (%), M1
(mil. USD)

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 1266.613 3 422.204 130.848 .000b
Residual 4556.398 1412 3.227
Total 5823.010 1415

a. Dependent Variable: PIB (%)
b. Predictors: (Constant), Consum (mld. USD), Rata dobanz ii (%), M1 (mil. USD)

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) -1.105 .922 -1.198 .231
M1 (mil. USD) .049 .004 .789 13.079 .000
Rata dobanzii (%) 1.291 .096 .715 13.487 .000
Consum (mld. USD) -4.852E -007 .000 -.360 -5.795 .000

a. Dependent Variable: PIB (%)

Conform tabelelor de mai sus , observă m că masa monetară (M1) influențează în proporție
de 0,049 % Produsul Intern Brut, pe când rata dobânzii are o influență mult m ai semnificativă, în
proporție de 1.291 %. Consumul ca variabilă independentă influențează PIB -ul SUA în proporție
de -4,85 %.
R reprezintă coeficientul de corelație multiplă, între valoarea PIB și cea a variabilelor
independente în Statele Unite în anii 1 990-2014. După analiza efectuată, putem afirma că între

24
variabila dependentă și cele independente există o legătură directă și relativ moderată, concluzie
formată pe baza valorii lui R (0,466).
Coeficientul de determinație, R square, care arată validitatea modelului ales, pentru
exprimarea variabilei dependente (PIB), are o valoare egală cu 0,218, fapt ce indică că Consumul,
Rata dobânzii și M1, explică variația Produsului Intern Brut (PIB), într -o proporție de 21,8%.

UNIUNEA EUROPEANĂ
Model Summary
Mode l R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .462a .214 .212 1.77611

a. Predictors: (Constant), Consum (mld. USD), Rata dobanzii (%), M1
(mil. USD)

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 1025.617 3 341.872 108.374 .000b
Residual 3770.349 1195 3.155
Total 4795.966 1198

a. Dependent Variable: PIB (%)
b. Predictors: (Constant), Consum (mld. USD), Rata dobanzii (%), M1 (mil. USD)

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficient s t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) -9.806 1.421 -6.900 .000
M1 (mil. USD) -.127 .009 -1.485 -13.838 .000
Rata dobanzii (%) -.204 .107 -.081 -1.906 .057
Consum (mld. USD) 3.269E -006 .000 1.095 11.143 .000

a. Dependent Variable: PIB (%)

Pentru Europa Produsul Intern Brut (PIB) a fost influențat în proporție de -0,127 % de către
masa monetară (M1), -0,204 % de către Rata Dobânzii și în proporție de 3,26 % de consumul

25
guvernamental.
R, care arată valoarea de 0,462, explică legătura di rectă și relativ medie pe care o are
variabila dependentă, PIB, față de variabilele independente, Consum, Rata dobînzii și M1.
Coeficientul de determinație R square, arată proporția în care variabilele independente
explică variația celei dependente, în valoare de 21,4%. Valoare este aproximativ similară cu cea
înregistată în SUA pentru același coeficient pe baza aceeași analiză.

JAPONIA
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .419a .175 .173 2.08373

a. Predictors: (Con stant), Consum (mld. USD), M1 (mil. USD), Rata
dobanzii (%)

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 1192.396 3 397.465 91.541 .000b
Residual 5608.485 1292 4.342
Total 6800.881 1295

a. Dependent Variable: PIB (%)
b. Pr edictors: (Constant), Consum (mld. USD), M1 (mil. USD), Rata dobanzii (%)

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) -72.275 4.873 -14.831 .000
M1 (mil. USD) -.026 .005 -.153 -5.035 .000
Rata dobanzii (%) -2.209 .243 -.286 -9.097 .000
Consum (mld. USD) 2.768E -007 .000 .416 15.800 .000

a. Dependent Variable: PIB (%)

26
În Japon ia cea mai mare influență asupra Produsului Intern Brut (PIB) o are consumul
guvernamental, în prop orție de 2,76 % urmat de masa monetară (M1) în proporție de -0,26 %, și
Rata Dobânzii de -2,209 %.
Coefiecientul de corelație R, în valoare de 0,419, explică legătura pe care o are PIB -ul față
de variabilele independente, Consum, Rata dobânzii și M1, care este o legătură directă și relativ
medie.
Conform coefiecientului de determinație, R square, variația Produsului Intern Brut în
Japonia în anii 2000 -2014, este explicată într -o proporție de 17,5% de variația variabilelor
independete, Consum, Rata dobânzii și M1.

IPOTEZA 2
Ipoteza prin care Rata Dobânzii are influență asupra Indicelui Prețului de Consum poate
fi explicată în felul următor. Majorarea de către Banca C entrală a ratei dobânzii de referință
determină creșterea ratei dobânzii la băncile comercia le și ca urmare scumpirea creditelor. Efectul
va fi o scădere a cererii de credite și reducerea masei monetare în circulație.
Într-o economie care funcționează normal, reducerea masei monetare în circulație, în
condițiile menținerii constante a ofertei de bunuri și servicii, are ca efect scăderea prețurilor și
implicit o creștere a puterii de cumpărare cu efecte favorabile asupra cursului de schimb al monedei
naționale.
Pentru țările cu monedă convertibilă oficial, reducerea masei monetare pe piața internă se
reflectă în reducerea ofertei de monedă națională pentru piața externă, iar dacă cererea externă
pentru moneda respectivă este relativ constantă, urmarea este că acea monedă devine mai scumpă,
având loc o creștere a cursului de schimb al monedei respect ive.

SUA
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .958a .917 .917 2.53782

a. Predictors: (Constant), Import (%), Rata de schimb (%), Rata dobanzii
(%)

27

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regre ssion 100378.064 3 33459.355 5195.139 .000b
Residual 9094.647 1412 6.441
Total 109472.710 1415

a. Dependent Variable: IndicePretConsum (%)
b. Predictors: (Constant), Import (%), Rata de schimb (%), Rata dobanzii (%)

Coefficientsa
Model Unsta ndardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) 135.346 .911 148.563 .000
Rata dobanzii (%) 3.760 .079 .481 47.499 .000
Rata de schimb (%) -33.504 .563 -.590 -59.483 .000
Import (%) -.145 .006 -.186 -23.56 6 .000

a. Dependent Variable: IndicePretConsum (%)

În Statele Unite indicele prețului de consum este influențat în proporție de 3,76 % de către
rata dobânzii, rata de schimb are o influe nță de -33,504 % , iar importurile de -0,145 %.
Coefi cientul de cor elație R, în valoare de 0,958, ne arată că indicele prețului de consum se
găsește într -o legătură directă ș i relativ simplă cu rata dobînzii, rata de schimb și variația valorii
importurilor.
Conform coefi cientului de determinație, R square, variația indic elui prețului de consum,
este explicat într -o proporție de 91,7% de variația variabilelor independete, Rata dobânzii, rata de
schimb și importuri.

28
UNIUNEA EUROPEANĂ
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .711a .506 .505 4.07221
2 .711b .506 .505 4.07089

a. Predictors: (Constant), Import (%), Rata de schimb (%), Rata dobanzii
(%)
b. Predictors: (Constant), Rata de schimb (%), Rata dobanzii (%)

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 20318.162 3 6772.721 408.415 .000b
Residual 19819.903 1195 16.583
Total 40138.065 1198
2 Regression 20314.487 2 10157.244 612.911 .000c
Residual 19823.578 1196 16.572
Total 40138.065 1198

a. Dependent Variable: IndicePretConsum (%)
b. Predictors: (Constant), Import (%), Rata de schimb (%), Rata dobanzii (%)
c. Predictors: (Constant), Rata de schimb (%), Rata dobanzii (%)

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Cons tant) 121.810 .843 144.574 .000
Rata dobanzii (%) 3.173 .179 .437 17.714 .000
Rata de schimb (%) -41.524 1.199 -.825 -34.636 .000
Import (%) .005 .010 .010 .471 .638
2 (Constant) 121.806 .842 144.624 .000
Rata dobanzii (%) 3.197 .171 .440 18.649 .000
Rata de schimb (%) -41.596 1.189 -.826 -34.998 .000

a. Dependent Variable: IndicePretConsum (%)

29
Excluded Variablesa
Model Beta In t Sig. Partial
Correlation Collinearity
Statistics
Tolerance
2 Import (%) .010b .471 .638 .014 .916

a. Dependent Variable: IndicePretConsum (%)
b. Predictors in the Model: (Constant), Rata de schimb (%), Rata dobanzii (%)

În Uniunea Europeană, pentru perioada 2000 -2014, Indicele prețului de consum este
influențat în proporție de 3,173% de rata dobânzii, î n proporție de -41,524% de rata de schimb și de
0,005% de către importuri. Aceasta din urmă este o valoare foarte mică ceea ce ne comunică faptul
că variația indicelui prețului de consum nu este influențat de variația importurilor, fapt dovedit și
prin val oarea Sig = 0,638. A șadar între aceste doua variabile nu există o corelație.
Coeficientul de corelație atinge o valoare de 0,711 ceea ce ne arată ca între variabila
dependentă, respectiv indicele prețului de consum și variabilele independente exi stă o lega tură
directă și relativ medie.
Valoarea lui R square ne arată faptul ca variația indicelui prețului de consum este explicat în
proporție de 50,6% de variația ratei dobanzii și a ratei de schimb.

JAPONIA
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .625a .391 .390 9.33837

a. Predictors: (Constant), Import (%), Rata de schimb (%), Rata dobanzii
(%)

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 79010.643 3 26336.881 302.011 .000b
Residual 123037.716 1411 87.205
Total 202048.359 1414

a. Dependent Variable: IndicePretConsum (%)

30
b. Predictors: (Constant), Import (%), Rata de schimb (%), Rata dobanzii (%)

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) 89.169 1.143 77.988 .000
Rata dobanzii (%) 22.580 .828 .658 27.271 .000
Rata de schimb (%) -.196 .011 -.408 -17.572 .000
Import (%) -.040 .019 -.048 -2.103 .036

a. Dependent Variable: IndicePretConsum (%)

Variația in dicelui prețului de consum în Japonia pentru perioada analizată este influențat în
proporție de 22,58% de rata dobânzii, de -0,196% de rata de schimb și de -0,40% de variația
importurilor.
Între variabila dependentă, indicele prețului de consum și variabil elele independente,
respectiv rata dobânzii, rata de schimb și imp orturi există o legătură directă și relativ medie, fapt
adeverit de valoarea coeficientului de corelație R = 0,625.
Variația indicelui prețului de consum este explicat ă în proporție de 39,1% (R square =
39,1%) de variația ratei dobanzii, ratei de schimb și importuri.

IPOTEZA 3
Există o legătură clară între Rata șomajului și Produsul intern brut (PIB), cel puțin la
nivel teoretic, manifestată în cadrul circuitelor economice : atunci când exist ă o creștere econmică ,
nivelul șomajului scade și invers, în faza de recesiune, odată cu scăderea ritmului de creșterea PIB
crește șomajul. În aceeași măsură Produsul inter brut este determinat de numărul de șomeri din
economie.
Rezultatele analizei statis tice efectuate au demonstrat că între șomaj și Produsul inter n brut,
în anii 2000 -2008 a fost o relație destul de puternică, în ambele sensuri . Declanșarea crizei
financiare la nivel mondial a modificat și evoluția celor doi indicatori. Realizarea analizei de
regresie a demonstrat în ce masură Produsul intern brut a influențat evoluția șomajului în cele trei
zone analizate, SUA, EU și Japonia.

31
SUA
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .560a .314 .314 1.45234

a. Predictors: (Constant), PIB (%)

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 1365.876 1 1365.876 647.555 .000b
Residual 2982.736 1414 2.109
Total 4348.612 1415

a. Dependent Variable: Rata somajului (%)
b. Predictors: (Cons tant), PIB (%)

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) 8.552 .083 102.854 .000
PIB (%) -.484 .019 -.560 -25.447 .000

a. Dependent Variable: Rata somajului (%)

Pentru SUA , variația ratei șomajului e ste influențată în proporție de -0,484 % de PIB.
Totodată, între acești doi indicatori există o corelație direct proporțională și relativ medie, afirmație
dedusă din valoarea Coeficientului de corelatie R = 0,560.
Tinem s ă mențio năm că variația Ratei ș omajului este explicată în masură de 31,4% de variația
PIB-ului.

32
UNIUNEA EUROPEANĂ
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .292a .085 .084 1.06836

a. Predictors: (Constant), PIB (%)

ANOV Aa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 127.264 1 127.264 111.500 .000b
Residual 1366.468 1197 1.141
Total 1493.733 1198

a. Dependent Variable: Rata somajului (%)
b. Predictors: (Constant), PIB (%)

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) 9.392 .034 278.028 .000
PIB (%) -.163 .015 -.292 -10.559 .000

a. Dependent Variable: Rata somajului (%)

În comparație cu SUA, în Uniunea Europeană, valoar ea coeficie ntului de corelație R =
0,292 indică o legă tură direct proporțională , dar și foarte restrînsă între variația ratei ș omajului și
variația PIB. Ceea ce rezultă că în U.E. PIB -ul a influențat în masură mai mare variația somajului
comparativ cu situ ația din SUA și anume Rata șomajului este influențată de o variație a PIB -ului de
-0,163. Însă, rata șomajului este explicată în proporție de 8.5% de variația PIB (R Square = 0,085).

33
JAPONIA
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Erro r of the
Estimate
1 .060a .004 .003 .55123

a. Predictors: (Constant), PIB (%)

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 1.534 1 1.534 5.047 .025b
Residual 429.319 1413 .304
Total 430.853 1414

a. Dependent Variable: Ra ta somajului (%)
b. Predictors: (Constant), PIB (%)

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) 4.507 .016 287.730 .000
PIB (%) -.015 .007 -.060 -2.247 .025

a. Dependent Vari able: Rata somajului (%)

În Japonia, legătura de corelație între indicatorii sus menționaț i este direc t proporțională și
relativ mare. Aceasta se adeverește prin valoarea indicelui de corelație a că rui valoare este de
0,060.
Variația ratei șomajului pe ntru Japonia este influențată în mă rime de -0,015 de variația
PIB-ului. Valoarea coeficientului de determinație ne spune că rata somajului este explicată de
variația PIB -ului în mărime de 0,4%.

34
IPOTEZA 4
Următoarea ipoteză cuprinde legătura dintre Rata de schimb și Produsul intern brut
(PIB).
Ratele de schimb influențea ză prețul relativ al tuturor bunurilor , iar rata dobânzii este direct
influențată de evoluția cursurilor de schimb. Astfel, ratele de dobâ ndă cresc atunci câ nd
cheltuielile totale spores c, ca urmar e a consumului care se majorează și pentru a cărui finanțare se
recurge la împrumuturi. În situaț ia inv ersă, în cazul în care PIB scade, economia îș i reduce
dimensiunile, consumatorii și firmele îș i reduc cheltuielile, iar consumul în declin nec esită un apel
mai redus la credite.
În faza de expansiune economică, consumul total și investiț iile sporesc, pre țurile se
majorează, iar cererea de capital crește mai repede decât oferta, avâ nd ca ef ect majorarea ratelor de
dobandă; î n toată faza de creș tere economică, cererea de fonduri se menține la un nivel ridicat ,
întrucat cheltuielile sunt mai mari . Trecerea spre faza de contracție economică se produce datorită
intervenț iilor politi cii monetare asupra ratei inflaț iei, dar cu efect asupra ratelor de d obandă, care
sporesc. Nivelul investițiilor ș i al consumului se reduc e, cererea de fonduri se diminuează, având
ca efect final și scăderea ratelor de dobandă .

SUA
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .824a .679 .678 1.15026

a. Predictors: (Constant), Export (%), Rata dobanzii (%), Rata de schimb
(%)
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 3954.648 3 1318.216 996.302 .000b
Residual 1868.362 1412 1.323
Total 5823.010 1415

a. De pendent Variable: PIB (%)
b. Predictors: (Constant), Export (%), Rata dobanzii (%), Rata de schimb (%)

35
Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) 13.030 .433 30.107 .000
Rata dobanzii (%) -.195 .037 -.108 -5.281 .000
Rata de schimb (%) -7.519 .270 -.574 -27.796 .000
Export (%) .165 .003 .777 48.142 .000

a. Dependent Variable: PIB (%)

Din tabelele de mai sus, afir măm că PIB -ul este influențat cu -0,195 de variația ratei
dobânzii, cu -7,519 d e variația ratei de schimb și cu 0,165 de variața exporturilor. Legă tura între
aceste variabile este direct proporț ională și relativ medie, astfel raportul de corelație înregistrează
valoarea de 0,824.
R Square, raportul de determinaț ie ne indică faptul că o modi ficare a PIB -ul este explicată
printr-o o eventuală modificare a ratei de schimb și a ratei dobanzii, respectiv și de variația
exporturilor în mărime de 67,9%.

UNIUNEA EUROPEANĂ
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .877a .769 .768 .96359

a. Predictors: (Constant), Export (%), Rata de schimb (%), Rata dobanzii
(%)

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 3686.218 3 1228.739 1323.354 .000b
Residual 1109.74 8 1195 .929
Total 4795.966 1198

a. Dependent Variable: PIB (%)
b. Predictors: (Constant), Export (%), Rata de schimb (%), Rata dobanzii (%)

36

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) -3.985 .199 -19.990 .000
Rata dobanzii (%) -.292 .042 -.116 -6.896 .000
Rata de schimb (%) 6.261 .284 .360 22.067 .000
Export (%) .153 .003 .840 57.911 .000

a. Dependent Variable: PIB (%)

Pentru UE, avem o influență asupra PIB -ului de către rata de schimb mult mai evidentă
decat în SUA pentru perioada 2000 -2014. Așadar, rata de schimb influențează în mărime de 6,261
variația PIB -ului, o variație a PIB -ului este influențată cu -0,292 de variația ratei dobanzii și de
asemnea cu 0,153 de variați a exporturilor. Legătura direct proporțională și relativ medie este
indicată prin valoarea raportului de corelație R = 0,877.
Din valoarea raportului de determinație, deducem că variația PIB -ului se explică în raport de 0,769
de variația indica torilor independenți.

JAPONIA
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .806a .649 .648 1.31185

a. Predictors: (Constant), Export (%), Rata de schimb (%), Rata dobanzii
(%)

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Squ are F Sig.
1 Regression 4486.517 3 1495.506 869.003 .000b
Residual 2428.081 1411 1.721
Total 6914.597 1414

a. Dependent Variable: PIB (%)

37
b. Predictors: (Constant), Export (%), Rata de schimb (%), Rata dobanzii (%)

Coefficientsa
Model Unsta ndardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) 1.150 .160 7.174 .000
Rata dobanzii (%) -2.139 .115 -.337 -18.557 .000
Rata de schimb (%) .017 .002 .190 10.913 .000
Export (%) .139 .003 .878 50.972 .000

a. Dependent Variable: PIB (%)

Pentru cazul Japoniei, o variație a PIB -ului este influențată cu -2,139 de modificarea ratei
dobanzii, cu 0,017 de modificarea ratei de schimb si cu 0,139 de modificare a exporturilor.
Coeficientul de corelație R = 0,806 ne vorbește despre o legătură directă si relativ slabă între
variația indicatorului determinat față de variația indicatoarelor independente. Variația PIB -ului este
explicată în o variație de 64,9% a ratei de schimb, ratei dobanzii si exporturi.

IPOTEZA 5
Următoarea ipoteză prezintă legătura d ntre rata dobânzii și rata de schimb .
Așadar, una dintr e pârghiile de influențare directă a cursului de schimb aflată sub controlul
Băncii C entrale este rata dobînzii. În mod practic , scumpirea monedei naționale prin ma jorarea
dobânzilor antrenează inevitabil ieftinirea devizelor, deci întărirea cursului valutar .
Înțelegerea și previzionarea evoluției cursuril or de schimb pe piața monetară internațională
este strict legată de urmărirea ratei dobânzilor. Influențe le ratelor dobânzilor explică,
în special, evoluția cursurilor de schimb la vedere. Relația dintre rata dobânzii și cursul de
schimb poate fi analizată pe termen scurt sau lung.
• Pe termen scurt , variația ratei dobânzii produce o fluctu ație a cursului de
schimb la vedere. Astfel, dacă autoritatea dintr -o țară va proceda la creșterea ratei dobânzii, vor fi
atrași în acea țară investitorii străini, care vor fi tentați să lichideze activele în alte valute, pentru a
cumpăra titluri în valut a țării respective: bonuri de tezaur, certificate de depozit etc.
Vânzarea valutelor și cumpărarea monedei țării res pective au drept consecință
aprecierea imediată a cursului monedei respective la vedere în raport cu celelalte

38
valute. În sens invers, reducerea dobânzilor din țara respectivă îi determină pe investitori să
lichideze activele denominate în moneda țării respective, pentru a face plasamente în alte valute.
Vânzările masive de monedă din țara respectivă, însoțite de cumpărări de valute, au drept
efect deprecierea cursului monedei naționale în raport cu celelalte valute și pot
conduce la crize generale.
• Pe termen lung , relația între rata dobânzii și cursul de schimb devine complicată.
Pentru majo ritatea valutelor, asocierea monedă forte – rată redusă a dobânzii, p e de o parte și
monedă slabă – rată ridicată a dobânzilor, pe de altă parte, se poate verifica și în
practică.

SUA
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Err or of the
Estimate
1 .639a .408 .407 .11922

a. Predictors: (Constant), Rata dobanzii (%),

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 13.837 2 6.919 486.797 .000b
Residual 20.084 1413 .014
Total 33.921 1415

a. Dependen t Variable: Rata de schimb (%)
b. Predictors: (Constant), Rata dobanzii (%),

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) 1.754 .039 44.575 .000
Rata dobanzii (%) -.111 .006 -.809 -19.419 .000

a. Dependent Variable: Rata de schimb (%)

39
În perioada 2000 -20014, în SUA, rata de schimb este influențată în mărime de 0,111 de rata
dobâ nzii. Legă tura dintre acestea este direct proporțională și relativ medie, aceasta fiind
determin ată prin valoarea coeficientului de corelație în marime de 0,639.
De asemenea, variația ratei de schimb este explicată de variația ratei dobânzii în procent de 40,8%.

UNIUNEA EUROPEANĂ
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .741a .549 .548 .07728

a. Predictors: (Constant), Rata dobanzii (%),

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 8.690 2 4.345 727.570 .000b
Residual 7.144 1196 .006
Total 15.834 1198

a. Dependent Variable: Ra ta de schimb (%)
b. Predictors: (Constant), Rata dobanzii (%),

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) 1.289 .030 43.144 .000
Rata dobanzii (%) -.029 .005 -.198 -6.185 .000

a. Dependent Variable: Rata de schimb (%)

Pentru UE, variația ratei de schimb este infue nțată în masură de -0,029 de variația ratei
dobâ nzii. Coeficientul de corelație, R = 0741 ne comunică despre o legă tură direct proporțională și
relativ medie înt re acești doi indicatori, iar coeficientul de determinație, R Square = 0,549, ne arată
faptul că variația ratei de schimb este explicată în raport de 0,549 de variația ratei dobânzii.

40
JAPONIA
Model Summary
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the
Estimate
1 .371a .138 .137 23.14179

a. Predictors: (Constant), Rata dobanzii (%),

ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 120809.758 2 60404.879 112.792 .000b
Residual 756132.133 1412 535.542
Total 876941.891 1414

a. Dependent Variable: Rata de schimb (%)
b. Predictors: (Constant), Rata dobanzii (%),

Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) 26.591 7.615 3.492 .000
Rata doban zii (%) 33.434 2.357 .468 14.186 .000

a. Dependent Variable: Rata de schimb (%)

Pentru aceasta ipoteză , Japonia înregistrează valorile pozitive cele mai semnificative.
Astfel, conform coeficientului de corelație a căru i valoare este de 0,371 , avem o le gătură direct
proporțională ș i relativ mare existentă între variația ratei de schimb și variația rat ei dobâ nzii.
Astfel, rata de schimb este influențată în mărime de 33,434 de variația ratei dobânzii.
Modificarea ratei d e schimb se explică în măsură cu 13 ,8% de modificarea rat ei dobanzii, conform
coeficientului de determinație R Square = 0,138.

41
CONCLUZII

Conform datelor incluse în studiul dat, cele mai relevante interdependențe dintre indicatorii
analizați sunt : interdependența dintre PIB și rata dobânzi i, rata de schimb, c onsumul;
interdependența dintre rata șomajului și PIB, precum și interdependența dintre PIB și rata de
schimb, rata dobânzii, export.
Metoda de alcătuire a modelelor economice este analiza de regresie și corelație. În urma
analizei efe ctuate am observat că legătura dintre f actori este destul de puternică. V aloarea
coeficientului de corelatie, R și coeficientului de determinație, R square, demonstrează legatura
directă dintre variabila dependentă de cele independente.
Analiza de corelaț ie efectuată în ultimul capitol a lucrării, ne demo nstrează că modelele
obținute în urma prelucrării datelor sunt corecte și că interdependența dintre variabile este
demonstrată atât economic cât și statistic.
Analiza economică efectuată a urmărit determi narea factorilor care au impact sensibil
asupra evoluției economice, a volatilității ratelor de schimb pentru cele mai reprezentative regiuni
ale lumii, Statele Unite, Uniunea Europeană și Japonia , în perioada 1990 -2014 . În baza rezultatelor
obținute în ac est studiu, dar și în baza altor cerce tări efectuate de specialiști economici, se pot
concluziona următoarele: existența unei influențe a schimburilor din economie asupra nivelului de
trai al populației și asupra creșterii economice; existența unei influen țe a evoluției ratelor de schimb
asupra ratei dobânzii și asupra produsului inter n brut din economie; existența unei influențe a
exporturilor , precum și a importurilor asupra creșterii și dezvoltării economice.

42

BIBLIOGRAFIE

1. Considera ții priv ind politica fiscală la nivelul Uniunii Europene – Prof. dr. Marcel DRĂCEA, Drd.
Dan Florentin SICHIGEA – Facultatea de Economie și Administrarea Afacerilor, Universitatea din
Craiova, Nr.5/2006, pag 86 -91.
2. Fiscalitatea comparată și armonizări fiscale , Țula i Constantin, Șerbu Simana, Ed. Casa Cărții de
Știință, Cluj -Napoca, 2005.
3. Statistica Social -Economică , Ion Pârțachi, Silvia Caraivanova, Ed. ASEM, Chișinău, 2007.
4. Efectele volatilității cursului de schimb asupra competitivității exporturilor. Cazul Româ niei,
Economie teoretică și aplicată Volumul XX (2013), No. 9(586), pp. 38 -50
5. Literature Review of Monetary Policy Transmission, 2012 Second International Conference on
Business Computing and Global Informatization
6. Research on exchange rates and monetary policy: an overview, Jeffery Amato, Andrew Filardo,
Gabriele Galati, Goetz von Peter and Feng Zhu, 2005
7. The Theory of Optimum Currency Areas: A Literature Review ,Tanja Broz,Assistant, The Institute
of Economics, Zagreb
8. Politica monetara si cresterea econo mica, Mugur Isarescu, Banca Nationala a Romaniei, 2013
9. I.Fisher,(1911), “The Purchasing Power of Money. Its Determination and Relation to Credit,
Interest, and Crisis”, The Macmillan Co. New York.
10. M.Friedman și A.J. Schwartz, (1963), “A Monetary History of the United States 1867 -1960”,
Princeton University Press
11. Enciclopedia de geografie ”The World Factbook” – http://www.cia.gov
12. http://www.oecd.org/std/statisticsnewsreleases.htm
13. http://www.federalreserve.gov/
14. https://www.ec b.europa.eu/
15. http://europa.eu/
16. https://www.boj.or.jp/en/