Datoria Publică a României Comparativ cu Țările Ue

=== d290da69bc792238a3eda28d2070b8965235bf93_625806_1 ===

Introducere

În timp ce creditul extern evidențiază nivelul static, la o anumită perioadă a unei datorii preluate de debitorul indicat, datoria externă subliniază nivelul și structura tuturor împrumuturilor unei țări în dinamică (cumulativ), inclusiv intrările și ieșirile. De asemenea, cu indicatorul "serviciul datoriei externe" sunt formulate mențiuni cu privire la tranșele care trebuie rambursate în termeni diferiți, inclusiv plata datoriilor aferente. Cooperarea dintre Banca Națională a României și Ministerul Finanțelor Publice trebuie să fie defavorabilă, pentru a elimina sancțiunile pecuniare și / sau republicii. Criza datoriilor externe înregistrate în multe țări ale lumii, în special în țările medii și în curs de dezvoltare, dovedește necesitatea restructurării majore a relațiilor internaționale (nu numai a relațiilor financiare). Acest aspect este, de asemenea, conjugat cu o altă criză care are loc în economia globală – criza materială, criza petrolieră, criza ecologică, criza alimentară, deteriorarea climatului general al relațiilor dintre statele cu puteri diferite și tehnologic, militar, financiar și din punct de vedere demografic inegal. Atâta timp cât ponderea datoriei externe în totalul datoriei publice este mare, gradul de dependență economică și financiară a țărilor respective față de țările străine crește. Cheltuielile privind rambursarea împrumuturilor datorate și plata dobânzilor și a comisioanelor aferente reprezintă o povară pentru diferitele țări în curs de dezvoltare. Un alt element în baza căruia se fac judecăți de valoare cu privire la structura datoriei publice este gradul de exigibilitate a acesteia. Sumele facturate pe termen scurt formează datoria flotantă, iar sumele datorate pe termen mediu și lung reprezintă datoriile consolidate. Este evident că pentru o țară este mai important efortul financiar care trebuie făcut pentru a rambursa datoria datorată și pentru a plăti dobânzile aferente în următoarele luni decât efortul descris în 5-10 ani. Prin urmare, cu cât este mai mare cota datoriei flotante în totalul datoriei publice, cu atât mai mult se impune necesitatea de resurse financiare și cu atât mai dificilă este dobândirea lor. Structura datoriei publice variază de la o țară la alta și chiar de la o perioadă la alta, în funcție de condițiile financiar-monetare. Țările care sunt familiarizate cu un proces inflaționist mare și pe termen lung sunt obligate să contracteze împrumuturi pe termen mediu și scurt. Acest lucru are loc deoarece, în caz de inflație cronică, plasările în efectele publice pentru perioade lungi de timp sunt supuse unei erodări sistematice, nu mai sunt atractive pentru deținătorii de capital monetar de împrumut, chiar dacă produc un venit mediu anual mai mare decât creditele pe termen scurt și pe termen lung.

Stadiul cunoașterii

Procesul de extindere actuală a UE este într-adevăr un semn care marchează faptul că diviziunile istorice care au separat continentul european sau ultima jumătate de secol nu mai sunt. UE nu este doar o uniune economică, ci, de fapt, reprezintă o identitate clară definită de competitivitatea la scară globală și de valorile democratice comune. Extinderea UE va contribui în mare măsură la modelarea și exprimarea valorilor și identității europene și va impune UE ca unul dintre cei mai importanți actori internaționali.

România, în calitate de actor în procesul de extindere, se dezvoltă în același ritm cu integrarea, este acceptată și înțeleasă în toate aspectele și domeniile, redefinind astfel identitatea acesteia în corelație cu noua identitate europeană. În ultimele patru decenii, unificările europene au stabilit ritmul pentru un destin economic comun. Cu toate acestea, în lumina ultimilor ani, am ajuns la un punct de cotitură în istoria UE, când în statele membre a apărut un cerc mult mai mic de țări care au caracteristici mai comune (în special cele economice).

Între statele membre ale zonei euro există încă diferențe structurale importante. Contribuțiile fiecărui sector al economiei, agriculturii, industriei și serviciilor la PIB variază foarte mult de la o țară la alta. Diferențele demografice, legate de gradul de implicare a forței de muncă, de diferențele și comportamentele culturale, sunt de asemenea foarte diferite. Introducerea monedei europene comune, euro face din ce în ce mai sensibilă eterogenitatea mediului fiscal și social între statele membre. În raportul cu SUA, Japonia sau Regatul Unit, zona euro se caracterizează printr-un nivel ridicat al impozitării directe. Pe lângă ponderea acestor taxe globale, răspândirea lor în domenii sociale și fiscale diferite, determinând influențe asupra comportamentului angajaților și investitorilor. Criteriile de convergență nominală care au fost numite la momentul respectiv sunt, de fapt, condiționate de aderarea țărilor la Uniunea Monetară. Dintre cele cinci criterii, trei dintre acestea sunt în principal nominale – stabilirea criteriilor de schimb valutar, a criteriilor inflației și a criteriilor ratei dobânzii pe termen lung, în timp ce celelalte două, cu privire la finanțele publice din statele membre – criterii de deficit public, criteriul de 3% din PIB și datoria publică, datoria publică care nu trebuie să depășească 60% din PIB, are ca motivație principală ideea de a evita o finanțare națională costisitoare care ar fi putut împinge Banca Centrală Europeană să transforme o nouă parte a monedei datoriei publice.

Datoria publică cuprinde toate sumele împrumutate de autoritățile publice centrale, autoritățile regionale și alte entități publice de la persoane sau companii, de pe piața internă sau din străinătate având o anumită dată de rambursare.

Datoria internă publică este reprezentată de împrumuturi la care creditorii subscriu de pe piața proprie. Datoria publică externă constă în împrumuturile contractate de stat de la bănci cu sediul în alte țări și de la instituții financiare și financiare internaționale și regionale la guvernele acelor state și, de asemenea, pe piața internațională de capital, în acest caz valorile mobiliare în valută fiind plasate în stoc schimburi cu sediul în alte țări. Pentru a putea face comparații internaționale, este necesar să se exprime datoria publică a țărilor cuprinse în analiză într-o monedă cu circulație internațională largă. Bugetul general consolidat de stat, implementat în conformitate cu legislația financiar-fiscală, reflectă complexitatea legăturilor în procesul de formare și distribuire a resurselor financiare alocate pentru acoperirea nevoilor sociale.

Având în vedere depășirea ratei de creștere a veniturilor publice prin rata de creștere a nevoilor sociale, aceasta este considerată o necesitate eficientă a utilizării banului public; identificarea permanentă a resurselor noi, care să fie alocată în mod eficient și prompt necesităților sociale în continuă creștere. Nevoia de credite publice, interne și / sau externe este un adevărat fapt întâlnit în multe țări; obligația conducerii politice la nivel central de stat este de a folosi aceste împrumuturi în special pentru a crește capitalul productiv, din profitul său rambursând atât rate de împrumut, cât și interesele aferente. Împrumuturile de stat se fac pe baza acordurilor interne și / sau internaționale convenționale, în mod voluntar, de rambursabilitate și contra-performanță, astfel încât un astfel de raport juridic, ca document de soluționare politico-strategică, să fie folosit numai după ce au fost utilizate toate celelalte instrumente. Opțiunea pentru un împrumut public intern sau extern este de asemenea un act de decizie politică, care influențează soldul plăților externe, inclusiv datoria publică internă și / sau externă.

În timp ce creditul extern evidențiază nivelul static, la o anumită perioadă a unei datorii preluate de debitorul indicat, datoria externă subliniază nivelul și structura tuturor împrumuturilor unei țări în dinamică (cumulativ), inclusiv intrările și ieșirile. De asemenea, cu indicatorul "serviciul datoriei externe" sunt formulate mențiuni cu privire la tranșele care trebuie rambursate în termeni diferiți, inclusiv plata datoriilor aferente. Cooperarea dintre Banca Națională a României și Ministerul Finanțelor Publice trebuie să fie defavorabilă, pentru a elimina sancțiunile pecuniare și / sau republicii.

Criza datoriilor externe înregistrate în multe țări ale lumii, în special în țările medii și în curs de dezvoltare, dovedește necesitatea restructurării majore a relațiilor internaționale (nu numai a relațiilor financiare). Acest aspect este, de asemenea, conjugat cu o altă criză care are loc în economia globală – criza materială, criza petrolieră, criza ecologică, criza alimentară, deteriorarea climatului general al relațiilor dintre statele cu puteri diferite și tehnologic, militar, financiar și din punct de vedere demografic inegal. Atâta timp cât ponderea datoriei externe în totalul datoriei publice este mare, gradul de dependență economică și financiară a țărilor respective față de țările străine crește. Cheltuielile privind rambursarea împrumuturilor datorate și plata dobânzilor și a comisioanelor aferente reprezintă o povară pentru diferitele țări în curs de dezvoltare. Un alt element în baza căruia se fac judecăți de valoare cu privire la structura datoriei publice este gradul de exigibilitate a acesteia.

Sumele facturate pe termen scurt formează datoria flotantă, iar sumele datorate pe termen mediu și lung reprezintă datoriile consolidate. Este evident că pentru o țară este mai important efortul financiar care trebuie făcut pentru a rambursa datoria datorată și pentru a plăti dobânzile aferente în următoarele luni decât efortul descris în 5-10 ani. Prin urmare, cu cât este mai mare cota datoriei flotante în totalul datoriei publice, cu atât mai mult se impune necesitatea de resurse financiare și cu atât mai dificilă este dobândirea lor. Structura datoriei publice variază de la o țară la alta și chiar de la o perioadă la alta, în funcție de condițiile financiar-monetare. Țările care sunt familiarizate cu un proces inflaționist mare și pe termen lung sunt obligate să contracteze împrumuturi pe termen mediu și scurt. Acest lucru are loc deoarece, în caz de inflație cronică, plasările în efectele publice pentru perioade lungi de timp sunt supuse unei erodări sistematice, nu mai sunt atractive pentru deținătorii de capital monetar de împrumut, chiar dacă produc un venit mediu anual mai mare decât cel scurt credite pe termen lung.

Metodologia cercetarii

Pentru a descrie relația pe termen lung dintre PIB și datoria publică, am utilizat o analiză de cointegrare atât la nivel de țară, cât și la nivel de grup. Prezentarea cointegrării implică faptul că, deși cele două variabile sunt integrate, combinația liniară a acestora nu este staționară, adică ele afișează o tendință stochastică comună. În acest caz, este posibil să rescriem modelul pentru a identifica o componentă de lungă durată și o ajustare pe termen scurt. La nivel de țară, a fost aplicată statistica de testare a testelor Johansen ( Johansen, 1991) pentru a determina gradul de cointegrare. Modelul VAR estimat, reformulat în termeni de corecție a erorilor, este, pentru fiecare țară:

∆Xt = ΠXt−1 + Γ1∆Xt−1 + … + Γk−1∆Xt−k+1 + Φ1Dt + Et (1)

unde t = 1, …, T indică perioadele de timp, Xt este o matrice N × N pătrată, incluzând variabilele N de interes (în cazul nostru există două variabile, logaritmii datoriei publice și PIB), k este numărul de întârzieri, Dt este un vector al variabilelor deterministe care conțin un termen constant, o tendință liniară și, eventual, unelte sezoniere, și NT (0, Ω) sunt termeni de eroare. În modelul 1, matricea de interes este Π: dacă rangul lui Π este R <N, atunci există relații de cointegrare R și P poate fi descompus în produsul a două matrice N × R, αβ0, cu un produs staționar β OYt.

Matricea α include parametrii de ajustare care determină viteza de convergență față de relațiile de lungă durată, în timp ce matricea β include vectorii de cointegrare. În cazul nostru specific, modelul estimat presupune forma unui model de tendință liniară restricționată, care permite relațiilor de cointegrare să aibă o constantă și să aibă tendința de staționare; acest model este adecvat deoarece nu știm a priori dacă tendințele variabilelor noastre se opresc în relațiile de cointegrare. Urmând pe Dennis (2006: 6), acest model este derivat din ecuația (1) și poate fi scris ca:

Z0t = αβʹZ1t + ΨZ2t + Et (2)

unde Z0t = ∆Xt ,

Z1t =[Xt−1 ]

DR t−1,

Z2t = [{∆Xt−i}, i = 1, …, k − 1 ] Ψ include Γ1, …, Γk−1 și DR t−1 = t, DU t = 1

DU t

În ceea ce privește analiza la nivel de grup, am aplicat testele Pedroni (vezi Pedroni, 1999) și testele Westerlund (vezi Westerlund, 2008). Așa cum s-a explicat, interesul este în relația dintre ele. Atunci când nu a fost detectată cointegrarea și pentru a da o interpretare relației de cointegrare, testăm pentru fiecare țară staționaritatea unei relații omogene impuse între cele două variabile. În detaliu, relația de echilibru dintre datorie și PIB poate fi scrisă pe larg ca:

β1ln(DGGt) + β2ln(GDPt) + β3Tfirst−break + β4Tsecond−break + β5T rend = ut (3)

și prin impunerea coeficienților lui ln (DGGt) și ln (GDPt) la 1 și respectiv -1:

ln(DGGt) − ln(GDPt) + β3Tfirst−break + β4Tsecond−break + β5T rend = ut (4)

ln*DGGt/GDPt = ut − β3Tfirst−break − β4Tsecond−break − β5T rend (5)

Deoarece putem rescrie (ln (DGGt) – ln (GDPt)) ca ln (DGGt / GDPt), ecuația (4) descrie, de fapt, evoluția logaritmului relației datorie-PIB. Cu alte cuvinte, ori de câte ori valorile p corectate nu permit respingerea restricției impuse asupra vectorului de cointegrare la nivelul de semnificație de 5% uzual, adică H0: β = (1, -1, β3, β4, β5), relația de cointegrare poate fi interpretată ca raportul dintre datorie și PIB; dimpotrivă, ori de câte ori această restricție este respinsă statistic, raportul dintre "datoria" și "PIB" nu reprezintă raportul pe termen lung dintre datorie și PIB.

Analiza noastră se bazează pe un set de date panou ușor dezechilibrat, care include date trimestriale pentru 25 de țări din Europa de Est și de Vest. Datele anuale au fost inadecvate pentru domeniul nostru de aplicare, deoarece serii cronologice disponibile includ observații relativ mai puțin decât serii temporale trimestriale și deoarece unele legături între cele două variabile nu au putut apărea în cazul datelor cu frecvență redusă. Cele două variabile principale ale setului de date sunt produsul intern brut și datoria publică, ambele exprimate la prețuri constante. Sunt necesare serii curente de prețuri pentru a lăsa deoparte inflația și pentru a identifica cu acuratețe relația de lungă durată. Datele privind PIB acoperă perioada cuprinsă între 1999Q1 și 2015Q4 și au fost ajustate pentru sezonalitate prin aplicarea tehnicii X-13 ARIMA. Ajustarea sezonieră și transformarea logaritmică permit excluderea ciclurilor sezoniere și a fenomenelor înșelătoare și reducerea volatilității seriei cronologice. Pentru majoritatea țărilor, datele privind datoria publică acoperă perioada cuprinsă între 2000Q1 și 2015Q4 și au fost ajustate pentru sezonalitate numai atunci când a fost identificată anterior sezonalitatea. În ansamblu, există 1700 de observații pentru PIB și 1612 observații pentru datoria publică. Ori de câte ori este necesar un set de date puternic echilibrat pentru analiză, a fost utilizat un set de date redus pentru perioada 2000Q1-2015Q4.

Toate țările au cunoscut o scădere a PIB-ului din cauza crizei, dar cele mai mari schimbări au loc în nivelurile datoriei din unele țări (de exemplu, Bulgaria, Grecia, Irlanda, Letonia, Spania). Din aceste serii de timp, au fost obținute ratele de creștere. Acestea sunt reprezentate în figura 1, în timp ce statisticile lor sumare sunt prezentate în tabelul 1 împreună cu coeficientul de corelare. În afară de ratele negative de creștere înregistrate de țările în timpul crizei financiare, dinamica ratelor de creștere a PIB-ului pare a fi mai stabilă decât ratele de creștere a datoriei. În plus, deși un coeficient de corelație diferit de zero nu implică o relație între variabile, chiar mai puțin o relație de cauzalitate, este interesant de observat că în majoritatea cazurilor coeficienții de corelație diferă de zero (19 țări din 25 prezintă o corelație coeficient mai mare decât 0,1 în valoare absolută), dar semnul este aproape întotdeauna negativ, reflectând faptul că la o variație pozitivă într-o variabilă corespunde o variație negativă în cealaltă. Rho-ul lui Spearman, mai puțin sensibil la valori și folosit pentru a surprinde dacă o variabilă este o funcție monotonă a celeilalte, este, de asemenea, aproape întotdeauna negativ. Mai important, coeficienții Spearman sunt întotdeauna departe de 1 și -1, indicând astfel că există o tendință descendentă monotonă între PIB și datorie, dar este, în general, slabă. În cele din urmă, Kendall tau (T), care surprinde asocierea ordinală clasică între cele două variabile, nu arată o corelație ordinală puternică între cele două variabile.

Pentru a verifica dacă o intuiție generală poate fi derivată pentru întregul panou, scatterplotul tuturor ratelor de creștere a fost reprezentat în figura 2. În conformitate cu graficele propuse de Eberhardt și Presbitero (2012) sau de Herndon et al. (2013), nu rezultă o relație clară. Linia de regresie este ușor înclinată în jos, dar acest rezultat este determinat în mod clar de puținele valori excepționale. De fapt, atunci când aceste observații sunt eliminate, linia de regresie liniară devine aproape netedă. Figura 3 combină cele două serii în raportul binecunoscut al datoriei către PIB, care, cu date trimestriale, presupune valori diferite față de datele anuale. Distribuțiile raportului dintre datorie și PIB în rândul țărilor sunt diferite atât în ​​ceea ce privește nivelul, cât și în ceea ce privește dispersia, dar ceea ce apare este o tendință generală pozitivă, cu coada dreaptă mai lungă decât coada stângă pentru aproape orice țară. În paragrafele următoare, încercăm să căutăm o relație pe termen lung între datorie și PIB, dar pentru moment analiza grafică nu permite să se deducă existența unei astfel de relații. Privind coeficienții de corelație, cele două serii par să fie corelate, însă, uitandu-ne la scatter-plotul ratelor de creștere, nu apare o relație clară. În plus, cutiile de reprezentare a distribuției raportului datorie-PIB conduc la identificarea unui grad mare de eterogenitate între țări.

Serii de timp au fost studiate cu două seturi de teste: pentru a determina dacă seria sunt staționare și pentru testele de cointegrare, pentru a determina dacă o combinație liniară este staționară, chiar și în cazul în care acestea nu sunt staționare individual. Analiza a fost efectuată cu Matlab R2015b și CATS 2.0. Analiza unitară a rădăcinilor a fost utilizată pentru fiecare țară pentru a afla ordinea de integrare a fiecărei serii de timp. Au fost efectuate testele Dickey și Fuller (ADF) augmentate și testul KPSS, ambele confirmând că PIB-ul și datoria pot fi considerate serii I (1). Prin urmare, o analiză de cointegrare a fost efectuată, iar rezultatele detaliate sunt prezentate în Tabelul 2. Privind la aceasta, coloanele indicate prin Parametri indică numărul de întârzieri incluse, dacă există una sau mai multe pauze semnificative și dacă uneltele sezoniere centrate sau alte unelte au fost incluse. Această parte corespunde alegerii modelului, realizată prin selectarea numărului maxim de deficiențe prin criteriul AIC / FPE și apoi ajustarea acestuia prin examinarea testelor asupra reziduurilor (Autocorelație – LB, LM (1) și LM (2) teste – și coloanele Normality) și prin includerea eventuală a variabilelor potrivite. În cele din urmă, coloanele Test pe model restrâns arată valorile p și valorile p corectate ale testelor de semnificație efectuate asupra restricției impuse asupra β. Rezultatele principale ale analizei sunt raportate în cele două coloane, caracterizate prin gradul de cointegrare, unde sunt raportate valorile p și valorile p corectate ale testului de urmărire Johansen.

La nivelul de semnificație de 5%, 14 țări nu prezintă cointegrare: Belgia, Bulgaria, Republica Cehă, Estonia, Finlanda, Grecia, Irlanda, Olanda, Portugalia, România, Slovacia, Slovenia, Spania, Marea Britanie. Pentru toate celelalte țări a fost detectată o relație de cointegrare. Prin urmare, țările pot fi împărțite în cel puțin două grupuri, cele care prezintă cointegrare și cele care nu prezintă cointegrare, deși pe baza diferitelor modele econometrice (implicând astfel relații de echilibru diferite între datorie și PIB). Pentru a da o interpretare acestor relații, coeficienții ln (DGGt) și ln (GDPt) au fost ulterior stabiliți la 1 și respectiv -1, și relațiile estimate ale datoriei către PIB. Această restricție nu poate fi acceptată statistic pentru fiecare țară din grupul de cointegrare, subliniind astfel faptul că relația de lungă durată nu poate fi întotdeauna descrisă ca fiind datoria- PIB. Mai mult decât atât, analizând valorile exacte în jurul anului 2008 și 2009 în al doilea grafic al fiecărei cifre, este clar modul în care modelele estimate nu sunt capabile să surprindă pe deplin impactul crizei financiare, care va fi examinată explicit în cele ce urmează. În cele din urmă, s-a analizat dacă datoria sau PIB pot fi tratate ca fiind slab exogene, o analiză care nu s-a făcut deseori în alte studii. De fapt, pentru unele țări, fie datoria, fie PIB-ul pot fi considerate slabe exogene, ceea ce implică faptul că datoria nu poate fi considerată ca o variabilă independentă pentru fiecare țară și că, în această situație, este adecvat un model cu o singură ecuație. În concluzie, existența unei relații de cointegrare între datorie și PIB nu poate fi generalizată, precum și existența unui model unic pentru fiecare țară. În plus, pe baza acestor constatări și fără a se baza pe pragurile datoriilor către PIB, este posibilă împărțirea țărilor din setul de date în patru grupe, care vor fi folosite pentru a analiza relația PIB-datorie în secțiunea următoare :

1. Cointegrarea, datoria este slab exogenă: Cipru, Franța, Italia;

2. Cointegrarea, nici PIB-ul, nici datoria nu este slab exogenă: Austria, Danemarca, Germania, Ungaria, Letonia, Lituania, Luxemburg, Suedia.

3. Fără cointegrare, datoria este slab exogenă: Belgia, Bulgaria, Estonia, Finlanda Cehia, Irlanda, Grecia, Olanda, Portugalia, Slovacia.

4. Nicio cointegrare, nici PIB-ul, nici datoria nu este slab exogenă: România, Slovenia, Spania, Marea Britanie.

Pentru a identifica o relație generală dintre datorie și PIB, merită să lucrăm la nivel de grup, în loc de la nivel de țară. Astfel, analiza unitară-rădăcină și analiza de cointegrare au fost efectuate din nou prin utilizarea statisticilor de panouri disponibile în Stata. Teste de unitate cu panouri-unitate, Im-PesaranShin (IPS), ADF de tip Fisher, test Breitung și Harris-Tzavalis test a confirmat faptul că seriile de timp sunt. Prin urmare, au fost efectuate două teste de cointegrare pentru a detecta cointegrarea la nivel de panou: testele Pedroni și testele Westerlund ECM, ale căror rezultate sunt prezentate în Tabelul 6 din Anexa 17. Concluziile însă nu sunt de acord.

Stiudiul practic

Pentru a identifica o relație generală dintre datorie și PIB, merită să lucrăm la nivel de grup, în loc de nivel de țară. Astfel, analiza unitară-rădăcină și analiza de cointegrare s-au efectuat din nou prin folosirea statisticilor de panou disponibile în Anexa 13. Teste de unitate cu panouri-unitate, Im-PesaranShin (IPS), ADF tip Fisher, test Breitung și Harris-Tzavalis test a confirmat faptul că seriile de timp sunt I (1). Prin urmare, au fost efectuate două teste de cointegrare pentru a detecta cointegrarea la nivel de panou: testele Pedroni și testele Westerlund ECM, ale căror rezultate sunt prezentate în Tabelul 6. Concluziile nu sunt însă de acord. Pe de o parte, testele Westerlund acceptă întotdeauna nulul de cointegrare: nu detectează cointegrarea nici la nivel de grup (corect), nici la nivel de grup, când țările au fost grupate în funcție de cele patru categorii identificate la sfârșitul secțiunii anterioare . Pe de altă parte, testele Pedroni acceptă întotdeauna nulul de cointegrare atunci când este inclusă o tendință de timp, dar, fără o tendință de timp, unele din cele șapte teste conduc la respingerea nulului, în timp ce altele conduc la acceptarea sa. Numai pentru al patrulea sub-panou (fără cointegrare fără variabile slabe exogene), statisticile de testare sunt de acord cu testele la nivel de țară. Pe baza acestor rezultate este imposibil să se utilizeze testele de grup pentru a confirma rezultatele la nivel de țară. Probabil, motivul constă în faptul că acestea din urmă nu permit același nivel de detaliere al testelor la nivel de țară: testele pe panou necesită o variabilă să fie slab exogenă în raport cu cealaltă și nu este posibil să se includă pauze în componenta tendință. Mai sus au fost identificate patru grupuri de țări în funcție de existența unei relații de cointegrare și de exogenitatea slabă a unei variabile față de cealaltă. Existența unei relații de cointegrare implică o relație de lungă durată între datorie și PIB, dar nu spune nimic despre natura unei astfel de relații și despre semnul ajustărilor pe termen scurt. Pentru a compara grupurile de țări și pentru a încerca să se deducă implicații generale, au fost estimate patru modele de corectare a erorilor prin utilizarea tehnicilor dinamice din panouri. Rezultatele sunt prezentate în tabelul 7. Coloanele (1) și coloana (2) se referă la grupul (1) și grupul (2) (țări care arată cointegrarea între datorie și PIB), în timp ce coloana 3 și coloana 4 (Grupul (3) și Grupul (4)) (țări care nu prezintă cointegrare). Toate modelele estimate includ rata de creștere a PIB-ului (gGDPi, t-1) și rata de creștere a datoriilor (gDGGi, t-1), o constantă (c), o variabilă Euroi,t uniunea monetară și relația de cointegrare întârziată CRi, t-1:

gGDPi, t = c + γʹ1gDGGi,t-1 + βʹ11gGDPi, t-1 + βʹ12Euroi,t + αʹ1CRi, t-1 + ui,t

gDGGi,t = c + γʹ2gGDPi,t-1 + βʹ21gDGGi,t-1 + βʹ22Euroi,t + αʹ2CRi,t-1 + ui,t

Prin focalizarea pe prima coloană din Tabelul 7, toate variabilele exogene sunt semnificative statistic cel puțin la nivelul de 10%, dar doi coeficienți sunt deosebit de relevanți pentru analiză. În primul rând, semnificația statistică a coeficientului α al relației de cointegrare implică tendința de convergență spre relația de lungă durată. În al doilea rând, semnul negativ al creșterii datoriei implică o relație negativă pe termen scurt între rata de creștere a PIB-ului și rata de creștere a datoriei. Acest semn a fost oarecum așteptat și reflectă corelațiile negative prezentate mai devreme, pe lângă constatările tuturor lucrărilor care au descris o relație negativă între datorie și PIB. Este posibil să observăm că aceleași concluzii sunt valabile și pentru coloana (2), deoarece atât semnul ratei de creștere a datoriei în prima ecuație, cât și semnul ratei de creștere a PIB în a doua ecuație sunt negative. Totuși, pentru acest grup, relația de cointegrare este semnificativă statistic doar pentru prima ecuație. Coloanele (3) și (4) nu includ CRi,t-1 deoarece sunt bazate pe țări necointegrate, dar rezultatele sunt comparabile cu coloanele (1) și (2). Pe de o parte, coloana (3) prezintă o relație negativă între ratele de creștere a PIB și datoria (cum ar fi coloana (1)), deși coeficientul estimat este de două ori mai mare decât cel precedent. Pe de altă parte, o coloană negativă apare în coloana (4) atunci când rata de creștere a datoriei este variabila dependentă, dar nu și atunci când rata de creștere a PIB este variabila dependentă. În cele din urmă, se poate observa că Euro este întotdeauna semnificativ, indicând faptul că toate grupurile de țări s-au confruntat cu o schimbare (în raport cu țările din afara și cu cele din afara UEM) atât la nivelul datoriei, cât și la nivelul PIB după adoptarea monedei unice. Pe scurt, PIB-ul și datoria par să converge spre relația lor pe termen lung (când există), în timp ce raportul pe termen scurt este negativ în toate cazurile, cu excepția grupului (4) unde, pentru cazul gGDPi,t nu este semnificativ. În consecință, nu este posibil să se afirme că există o mare diferență în relația dintre datorie și PIB în rândul grupurilor de țări care prezintă un comportament pe termen lung diferit.

Concluziile din secțiunea anterioară ar putea fi afectate de endogenitate, determinată de factorul de omisiune. Pentru a verifica valabilitatea concluziilor anterioare, au fost adăugate următoarele variabile la modelul de bază: inflația (t-1), ratele de creștere ale veniturilor administrației publice (DRGGi; t-1), cursul real efectiv de schimb (DREERi; t-1), randamentul mediu pe termen lung al obligațiunilor (Dri; t-1). Rezultatele sunt prezentate în Tabelul 8 și susțin rezistența rezultatelor de bază. De fapt, semnul și semnificația relației de cointegrare, a ratei de creștere a PIB-ului și a ratei de creștere a datoriei nu se modifică, în timp ce magnitudinea coeficienților estimați nu se schimbă decât ușor. În plus, se pare că noile variabile explicative nu îmbunătățesc întotdeauna explicația variabilelor dependente gGDPi; t și gDGGi; t, deși trebuie subliniat faptul că coeficienții estimați au semnul așteptat, atunci când sunt semnificativi.

Prin urmare, acceptând să lucrăm la modelul de bază (6), bunătatea potrivirii a fost testată prin testul Shapiro-Wilk pentru normalitatea efectuată asupra reziduurilor fiecărui model și a fiecărei țări. Acest lucru a fost repetat de două ori, unul pentru seria reziduurilor și unul pentru aceeași serie fără unele observații referitoare la criza din 200822. Valorile P sunt raportate în Tabelul 9 și confirmă clar că modelele estimate sunt adesea inadecvate pentru a surprinde scăderea din 2008. De fapt, pentru majoritatea țărilor, valorile p ale statisticilor Shapiro-Wilk permit respingerea ipotezei nulității normale, dar odată ce câteva observații referitoare la criza financiară sunt eliminate, aceleași statistici ale testelor nu resping normalitatea țărilor "majoritate. În al doilea rând, testul panoului Arellano-Bond a fost aplicat pentru a testa prezența corelației seriale de ordinul întâi și ordinea secundară, ceea ce poate prejudicia erorile standard și afecta celelalte teste statistice. La un nivel de semnificație de 1%, ipoteza nulă a corelației seriale nu poate fi respinsă pentru toate grupurile și toate ordinele, în timp ce la nivelul de semnificație de 5% nulul este respins pentru prezența corelației seriale de ordinul doi pentru cazul grupului (2) – gGDP numai ( tabelul 10). Prin urmare, reziduurile nu par foarte afectate de probleme de corelare în serie.

Sunt posibile două concluzii. În primul rând, modelele estimate se potrivesc destul de bine cu datele empirice pentru majoritatea țărilor, dar nu sunt capabile să surprindă întregul impact al crizei financiare. Același lucru se poate observa și la figurile 4, 5 și 6: relațiile de cointegrare numite Beta1 * R1 (t) nu sunt capabile să surprindă impactul crizei, deși modelele pe care se bazează includ pauzele de timp aparte. În al doilea rând, diferențele dintre specificațiile pentru analiza de cointegrare și diferențele în comportamentul reziduurilor modelelor dinamice ale panoului reacționează pe deplin eterogenitatea țării în setul de date: nu a fost posibil să se determine un model unic, iar panoul modelele nu se potrivesc perfect fiecărei țări. Prin urmare, chiar dacă este posibil să se deducă concluzii generale, este posibil, de asemenea, să se pretindă că acestea nu se pot aplica în nici o țară.

It is undeniable that the financial crisis has represented an important change in the macroeconomic regime of many countries, a change that is fully reected in the dynamics of both public debt and GDP and that has been followed by the widespread implementation of austerity measures. In order to account for these aspects, the basic econometric model discussed in the previous sections has been extended to incorporate the following variables:

– Crisisi;t, a dummy equal to 1 from 2008Q3 to 2009Q4, which captures the impact of the financial crisis.

– Austerityi;t, a dummy equal to 1 from 2010Q1 to 2015Q4. The impact of the austerity measures in Europe varies from country to country, but this temporal dummy should capture the impact of the post-crisis period, which coincides with the generalized austerity period.

– Two interaction terms between the previous dummies and the main independent variable (i.e., gDGGi;t and gGDPi;t, according to the model that is being estimated).

Modelele estimate care încorporează aceste variabile explicative sunt prezentate în tabelul 11. Spre deosebire de ceea ce a apărut în tabelul 8, în acest caz concluziile generale ale modelului de bază nu mai sunt valabile. În coloana (1) CRi; t-1 și Euroi; t rămâne semnul statistic signi_cant și semnul lor nu se modifică în raport cu 7, dar gGDPi; t-1 nu mai este signi_cant și gDGGi; Din moment ce variabilele Crisisi, t, Austerityi și unul dintre cei doi termeni de interacțiune sunt signi_cant și negativi, este posibil să spunem că feedback-ul negativ al gDGGi; t-1 asupra gGDPi; t este acum încorporat de aceste noi variabile. Pentru prima ecuație menționată în grupa (2), adică coloana (2), Crisisi; t și Austerityi; t dobândesc din nou un semn negativ, dar acum gDGGi; t-1 și termenii de interacțiune nu sunt signi-cant statistic. În cea de-a doua ecuație, coeficientul gGDPi; t-1 rămâne negativ și semnificativ, dar magnitudinea lui este mai mică decât jumătate față de 7, iar coeficientul Crisis este semnificativ și pozitiv, reevaluând creșterea datoriilor publice în timpul crizei financiare . Prin urmare, pentru Grupul (2) Euro și t CRi; t-1 nu se schimbă mult în ceea ce privește modelul de bază, dar relația pe termen scurt dintre datorie și PIB dispare în prima ecuație, în timp ce devine considerabil mai mică în a doua ecuație. Mai mult decât atât, în cea de-a doua ecuație, coeficientul de criză "t" captează corect din nou creșterea datoriilor publice în timpul crizei financiare, dar coeficientul Austerityi nu este semnificativ, ca în cazul termenilor de interacțiune, indicând astfel că țările în Grupul (2) nu a înregistrat o reducere generală a datoriilor publice în perioada respectivă sau, altminteri, că măsurile de austeritate nu au fost eficiente sau nu au fost implementate. Aceleași concluzii obținute pentru Grupul (2) sunt valabile și pentru Grupul (3) și Grup (4). Merită remarcat faptul că în coloana (4) termenul de interacțiune este semnificativ și că semnul coeficientului Austerityi în ecuația gDGGi este pozitiv și statistic semnificativ, reafirmând faptul că, în regimul de austeritate, țările din aceste grupuri au cunoscut o creștere generală a datoriilor publice, și nu o reducere. În concluzie, includerea variabilelor temporale de manechin și a unor termeni de interacțiune adecvați pentru a explica criza financiară și perioada ulterioară de austeritate au modificat în totalitate concluziile din secțiunea anterioară, pe baza modelului 6: relația pe termen scurt dintre datoria publică și PIB-ul nu mai este negativ (cu excepția celei de-a doua ecuații a coloanei (2)) și este acum inclus în manechinele temporale și în termenii interacțiunii, ceea ce înseamnă că semnul negativ se datorează evenimentelor post-2008. În plus, distincția dintre "criză" și "austeritate" permite să se observe că în ambele perioade (și nu numai în primul) toate grupurile au cunoscut o scădere a ratelor de creștere a PIB-ului și o creștere pozitivă (sau, cel puțin, ) asupra ratelor lor de creștere a datoriei.

Deși datoria și PIB s-au dovedit a fi cointegrate, acest lucru nu este un rezultat general, deoarece nici o cointegrare nu este aproape la fel de comună ca și cointegrarea în setul de date. Este important să subliniem faptul că toate studiile care analizează datoriile și creșterea prin utilizarea seriei PIB nu iau în considerare faptul că PIB-ul este o variabilă economică agregată formată din mai multe subcomponente. Prin urmare, relațiile dintre datorie și PIB s-ar putea reflecta în relațiile dintre datoria publică și componentele PIB, dar ar putea fi și conversația, și anume relațiile dintre componentele datoriei și componentele PIB stabilite la nivel agregat. În acest caz, relațiile de cointegrare pot fi considerate, într-un anumit sens, ca fundamentate, deoarece proprietățile econometrice la nivel agregat nu sunt în contrast cu proprietățile la nivelul dezagregat. Din acest motiv, analiza a fost repetată luând în considerare exporturile, importurile, formarea capitalului brut, cheltuielile publice și consumurile în loc de PIB. Rezultatele sunt prezentate în Anexa B, din Tabelul 12 până la Tabelul 16 (o sinteză este prezentată în Tabelul 17) și au fost identificate trei grupuri de țări:

– Nicio cointegrare la nivel agregat și nici o cointegrare la nivel dezagregat23: Grecia, Spania, Portugalia.

– Cointegrarea la nivel agregat și cointegrarea la nivel dezagregat: Austria, Cipru, Franța, Germania, Italia, Letonia, Lituania, Lux, Suedia.

– Nicio cointegrare la nivel agregat și cointegrare la nivel dezagregat: Belgia, Bulgaria, Estonia, Finlanda, Olanda, Portugalia, România, Slovacia, Slovenia, Spania, Marea Britanie. Aceste trei grupuri permit luarea în considerație a rezultatelor de la punctul 2.3: atunci când cointegrarea apare la nivel agregat, ea apare și pentru cel puțin o subcomponentă. De remarcat este cazul Finlandei: cointegrarea apare pentru toate subcomponentele, dar nu pentru PIB, rezultat care poate fi explicat prin faptul că proprietățile statistice ale seriei cronologice la nivel agregat nu sunt egale cu proprietățile la nivelul dezagregat.

Concluzie si propuneri

În această lucrare am încercat să aflăm dacă există o relație de lungă durată între datoria publică și creșterea PIB. Apoi, am descris-o și am analizat și feedback-ul pe termen scurt care leagă datoria și PIB-ul. Pe baza constatărilor noastre, putem concluziona că există o relație de echilibru de lungă durată pentru unele țări – iar datoria și PIB tind să se adapteze la aceasta – dar nu este generalizabilă. Prin urmare, am împărțit țările din setul nostru de date în funcție de o căutare a modelului econometric adecvat pentru a estima și am exploatat această strategie pentru a compara grupurile identificate. Estimările noastre arată că există o relație de scurtă durată între datoria publică și PIB (cu excepția unui singur subcapitol) a cărui efiect depinde de unele variabile pentru criza financiară și perioada de austeritate, arătând astfel faptul că relația negativă dintre datorie și PIB este o consecință a unor evenimente sau factori exogeni. Mai mult, analiza noastră de cointegrare și estimările grupului evidențiază gradul ridicat de eterogenitate care a caracterizat țările din setul nostru de date.

De fapt, nu pare să existe o singură ecuație care să descrie relația PIB-datorie și o relație unică de echilibru pe termen lung. Ulterior, pentru a susține concluziile noastre, am luat în considerare componentele PIB și am repetat analiza pentru fiecare dintre ele: rezultatele arată în mod clar că relația de cointegrare dintre datorie și PIB este bazată epic și sunt detectate în cel puțin o componentă. În același timp, majoritatea țărilor care nu prezintă cointegrare la nivel agregat indică cointegrarea cel puțin pentru o componentă, reajustând astfel faptul că proprietățile seriei cronologice la nivelul agregat se modifică în raport cu nivelul dezagregat.

În cele din urmă, analiza de cointegrare a panoului nostru a evidențiat limitele testelor de cointegrare a panourilor disponibile în teoria econometrică și, prin urmare, nu ne-a permis să confirmăm rezultatele noastre la nivel de țară.

Bibliografie

Hen Christian, Leonard Jaques (2002) – ”Uniunea Europeana”, editia X, Coresi Publishing House, Bucharest

Johansen, S. (1991). Estimation and hypothesis testing of cointegration vectors in Gaussian vector autoregressive models. Econometrica: Journal of the Econometric Society, 1551-1580.

Miron Dumitru (2006) – ”Economia Uniunii Europene”, Tribuna Economica

Vacarel Iulian (2007) – ”Finante publice”, Editura Didactică și Pedagogică, Bucuresti

Westerlund, J. Persyn, D. (2008). Error-correction-based cointegration tests for panel data. Stata Journal, 8(2), 232-241.

ANEXE

Tabelul 1: Structura setului de date

Sursa: Eurostat.

1Produs intern intern la prețurile pieței (namq 10 gdp)

2 Datoria bruta generala consolidata a guvernului (gov 10q ggdebt)

Tabelul 2: Rezumatul datelor și corelațiile

Figura 1: Ratele de creștere a logaritmului datoriei și PIB

Figura 2: Ratele de creștere trimestrială ale datoriei și PIB, scatterplot cu linii de regresie

Figura 3: Raportul trimestrial al datoriilor la PIB, casete pe țări

Tabelul 3: Analiza de cointegrare: testul de urmărire Johansen cu Burtlett Correction (BC), testele privind reziduurile și testele pentru exogenitatea slabă (valorile p)

Tabelul 4: Teste unitate-rădăcină pentru datele panourilor dezechilibrate

Tabelul 5: Teste unit-rădăcină pentru date de panou echilibrate

Tabelul 6: Teste de cointegrare în panouri

Note: ***, ** și * indică semnificație statistică la 1%, 5% și 10%.

Figura 4: Relații de cointegrare restricționate (1)

Austria

Republica Cehă

Franța

Ungaria

Figura 5: Relații de cointegrare restricționate (2)

Italia

Latvia

Figura 6: Relații de cointegrare restricționate (3)

Luxembourg

Danemarca

Slovenia

Notă: Prima parte a oricărui grafic, Beta * Z (t), este eroarea de echilibru ca o funcție a componentelor deterministe și a dinamicii scurte; a doua parte, Beta * R (t), descrie eroarea de echilibru curată corectată pentru dinamica de scurtă durată. Este al doilea testat pentru cointegrare.)

Tabelul 7: Estimarea panoului: modelul de bază

Tabelul 8: Evaluarea panoului, specificații alternative

Tabelul 9: Statisticile Shapiro-Wilk pentru normalitatea reziduurilor

Tabelul 10: Teste Arellano-Bond pentru corelarea serială a reziduurilor

Tabelul 11: Estimarea panelului, model de bază extins: criză și austeritate

Tabelul 12: Consumurile casnice

Tabelul 13: Export

Tabelul 14: Formarea brută de capital

Tabelul 15: Consumul general al administrației publice

Tabelul 16: Importuri

Tabelul 17: Componentele PIB și datoria publică, sinteza analizei de cointegrare