Exporturi Nete In Romania

In empirical literature the role of FDI in exports promotion is controversial. Many studies (e.g. Pfaffermayr, 1996) find positive effect of FDI on exports. The main reason underlying is the export oriented TNCs. Since government provides facilities for export promotion, such facilities also attract foreign investors. In order to promote exports government can adopt FDI led export growth strategies with twin objectives of capturing the benefits of both FDI inflow and exports growth. On the other hand, many studies find insignificant or weak impact of FDI on exports [see Hoekman and Djankov (1997), Majeed and Ahmad (2006)].

Hoekman and Djankov (1998) analyze the magnitude of change in the export structure in Central and Eastern European countries. The objective of the study is to find out common determinants of exports and FDI. The study also explores the relationship between exports and FDI whether both are substitutes or compliments.

Such studies point out that the role of FDI in export promotion in developing countries remains controversial and depends crucially on the motive for such investment. If the motive behind FDI is to capture domestic market (tariff-jumping type investment), it may not contribute to export growth. On the other hand, if the motive is top tap exports markets by taking advantage of the country’s comparative advantage, then FDI may contributes to export growth.

Se evidentiaza mai multe tipuri de modele ce măsoară ISD în corelație cu indicatori ai comercializării externe, pornind de la orientarea exportului țării gazdă și corelarea exporturilor cu cererea în creștere (Jun and Singh, 1996; Rob and Vettas, 2003), ISD și eterogenitatea firmelor de export, precum și a exportului acestora (Greenaway and Kneller, 2007);

Există cu siguranță o tradiție națională, relativ restrânsă, a modelelor econometrice referitoare la ISD, atât în calitate de variabilă exogenă, cât și ca variabilă endogenă. Fenomenele investiționale apar în literatura academică românească, în modele descrise fie prin prisma unor atitudini limitative, beneficiind de o inerțialitate aparte (Pecican, 1994), ori adecvate unor modelări unifactoriale infraindustriale, relativ recente (Jaba et al, 2008), fie, majoritar, vizând modele multifactoriale diverse și variate ca utilitate (Pecican, 1996, 2003, 2007; Voineagu, Țițan, Șerban, Ghiță, Todose, Boboc și Pele, 2007; Andrei, Stancu, Iacob și Tușa, 2008), unele modelări accentuând importanța valorificării pachetelor de programe econometrice (EViews, Excel, SPSS, Statistica etc.), altele abordând în profunzime modelarea structurală (Pecican, 2007) sau modelarea axată pe indicatori combinați pentru reconstrucția unor variabile comparabile (Andrei și Bourbonnais, 2008).

2. IMPORTANTA ANALIZEI

Consideram importanta aceasta analiza, in continuarea cercetarilor efectuate in teza de doctorat referitor la studiul privind relatia isd-comert in Romania, prin prisma econometriei, pentru a demonstra daca exista relatie biunivoca intre cei doi indicatori cercetati, si cum actioneaza aceasta relatie.

Se remarcă gradul mai mult sau mai puțin ridicat de relativitate a rezultatelor diferitelor studii teoretice și/sau empirice privind fluxurile ISD, ca și cele de comerț internațional, accentuat pe măsura diversificării și creșterii complexității în timp și spațiu a operațiunilor financiare/investiționale/comerciale.

Privind datele de comerț exterior, atât timp cât demersurile nu se concentrează pe eliminarea dublei înregistrări (la importuri, respectiv exporturi) a unor valori ce nu fac obiectul plăților/încasărilor internaționale, aferente bunurilor intermediare sau subansamblelor care circulă în/din teritorii vamale diferite, nu se poate întrevedea o imagine reală a acestuia, și nici a impactului asupra configurației financiare efective a contului curent al balanței de plăți externe la nivel național și/sau global (vezi în acest sens și revizuirea metodologiei BPM6 propuse de FMI, 2011). Problema gradului din ce în ce mai scăzut de relevanță a datelor se întâlnește și în cazul investițiilor străine, spre exemplu diferența între fluxurile ISD de ieșiri și cele de intrări (teoretic egale) la nivel global fiind de peste 170 mld. dolari în anul 2011.

Conform experților UNCTAD (2012, p. 3), aceste diferențe sunt cauzate de: inconsistențe în colectarea datelor și în metodele diferite de raportare a datelor (de exemplu cele privind înregistrarea tranzacțiilor ISD, tratamentul profiturilor reinvestite, cursurile de schimb valutar folosite pentru transformarea în moneda națională sau invers); natura schimbătoare a tranzacțiilor (investiții străine din surse indirecte, schimb de acțiuni între investitori și companiile achiziționate) și creșterea gradului de complexitate a acestora (pot implica fonduri de la firmele mamă, din credite private sau guvernamentale, din programe de asistență etc.);distincția între tranzacțiile ISD privite ca investiții de portofoliu și/sau ca având character speculativ (hot money); suferirea și sub acest aspect a efectelor crizei globale prin manifestarea unei volatilități a cursurilor de schimb în raport cu momentele de raportare a datelor.

Avand in vedere aceste aspecte, am facut apel la datele oficiale ale Institutului National de Statistica si ale BNR pentru exporturi nete, respectiv pentru investitii straine directe, pentru a asigura o cat mai buna compatibilitate si un grad cat mai ridicat de relevanta in realizarea modelului econometric propus. Dificultati sunt si aici, intrucat pana in 1999, datele erau stabilite doar in dolari americani, din 1999 – prezent sunt in euro.

Metodologia econometrica utilizata în acest studiu este cea a vectorului autoregresiv (VAR). Alegerea metodologiei este justificata de natura investigatiei. Fenomenele macroeconomice se manifesta ca sisteme dinamice complexe, cu feed-back si cauzalitate reciproca. În consecinta, numai analizele de tip sistem (ecuatii simultane) sunt în masura sa surprinda interconexiunile dintre variabilele macroeconomice.

Analiza de tip vector autoregresiv (VAR) s-a impus în studiile macroeconometrice cu începere din anii ’70, principalul sau promotor fiind Cristopher Sims. VAR reprezinta o analiza de tip sistem, în care toate variabilele incluse sunt, a priori, endogene si, de aceea, modelate împreuna.

Modelele VAR se concentreaza pe analiza „socurilor” asupra variabilelor studiate. socurile sau „inovatiile” reprezinta acea parte din nivelul unei variabile care nu poate fi explicata de istoria (valorile trecute ale) acelei variabile sau a altor variabile din sistem. O inovatie apare astfel ca termen eroare (rezidual) în ecuatia stochastica a sistemului.

Vector Error Correction Model is developed by Davidson et al., (1987). The main idea of VEC Model is to include an error correction term which adjusts short-run fluctuation, thus enabling the model to capture both long-run and short-run properties. Engle and Granger (1987) pointed out that if non-stationary variables are cointegrated, VAR model would be misspecified, and cointegrated non-stationary variables can always be expressed by VEC Model. Given that cointegration relationship exists between the two variables, we can then construct the VEC model.

3 ANALIZA VAR/VEC

3.1 Descrierea variabilelor studiate SE MODIFICA SI CU 2013 INCLUS!!!!

Investitiile straine directe(ISD) au avut o volum extrem de scazut in perioada 1991-2003. In octombrie 2004, Romania a primit statutul de economie functionala, dandu-se un semnal pozitiv investitorilor straini, care s-a reflectat in cresterea exponentiala a intrarilor de ISD in perioada 2004-2008.

Din pacate aceasta „perioada de glorie” a fost intrerupta de declansarea crizei economico-financiare in anul 2009, care s-a reflectat si in diminuarea semnificativa a influxurilor de ISD, in perioada 2009-2013, ISD-urile au scazut cu peste 70% din media anilor 2004-2008. de modificat si cu 2013 si 2014

Grafic nr. 1 evolutia ISD NETE in Romania in perioada 1991-2012

Comertul exterior al Romaniei, care este reflectat prin intermediul Exporturilor Nete (NX), determinandu-se ca diferenta intre exporturi si importuri, diferenta pozitiva in cazul in care exporturile mai mari decat importurile, a avut o evolutie constant crescatoare a deficitului balantei comerciale. Daca in perioada 1991-2000 acest deficit nu depasea 3 miliarde euro, dupa 2000 evolutia s-a deteriorat semnificativ ajungandu-se la exporturi nete de aprox -10 miliarde euro in 2012.Acest fapt nu este neaparat ingrijorator, deoarece deficitul comercial poate finanta importuri de tehnologie, know-how, si cunostiinte bazate pe cunoastere care vor contribui la dezvoltarea economica a Romaniei.

Grafic nr. 2 Evolutia exporturilor nete in Romania in perioada 1991-2012

Tabelul nr. 1 Caracteristici statistice ale ISD si NX in perioada 1991-2012 !!!!

de modificat cu 2013 si 2014

Legatura statistica dintre ISD si NX in perioada 1991-2012, poate fi intuita cu usurinta din fig nr. 3 dar va fi verificata empiric in cadrul studiului.

De modificat si cu 2013 si 2014

Figura nr. 3 Simple scatter graph afferent ISD si NX

Corelatia aproape de -1 (-0.91) arata o corelatie negativa puternica adica tendinta unei variabiel de a scadea semnificativ cand cealalata variabila creste

CORELATIA ESTE INVERSA DEOARECE ESTE NEGATIVA APROAPE DE 1 ESTE PUTERNICA CAND CRESTE NIVELUL ISD SCADE SOLDUL BAL COMSI CAND SCADE SOLDUL NX CRESC ISD .

4. Metoda si rezultate

Pentru a verifica daca exista corelatie intre investitii straine directe (ISD) si exporturi nete (NX), am considerat urmatoarele ipoteze:

H1: FDI= f(NX)

H2: NX= f(FDI)

Demonstratia va fi facuta cu ajutorul unui model VAR, care va fi scris sub forma urmatoarelor ecuatii:

unde , sunt coeficienții termenilor liberi, , , , sunt coeficienții variabilelor endogene, iar reprezintă erorile reziduale.

Aplicarea testelor de stationaritate SE MAI VERIFICA SA FIE SI CU 2013 si cu 2014

Tabelul nr. Testarea stationaritatii pe nivel a seriei

Tabelul nr. Testarea stationaritatii pe nivel a seriei NX

Tabelul nr. Testarea stationaritatii seriei FDI diferentiata de ordinul I

Tabelul nr. Testarea stationaritatii seriei NX diferentiata de ordinul I

Se observa ca se accepta ipoteza nula, deci seriile nu sunt stationare de ordin 0.

Testam stationaritatea de ordin 1, deoarece testele ADF au evidentiat ca seriile de timp nu sunt stationare in nivelurile lor, ci in primele diferentieri I(1).

Este necesara si efectuarea testului de cointegrare Johansen deoarece testele ADF au evidentiat ca seriile de timp nu sunt stationare in nivelurile lor, ci in primele diferentieri I(1) si testam daca variabilele sunt cointegrate si daca exista rel pe termen lung intre ele se repinge ipoteza nula. Constatam ca ipoteza nula este respinsa, exista o relatie de cointegrare.

Tabelul nr. Testul de cointegrare Johansen

In aceste conditii, se va trece la realizarea modelului VEC.

B. VECM

ECUATIA DE COINTEGRARE:

Este de forma de aici rezulta

Modelul VEC este de forma , unde

Introducem ecuatia cointegrarii in modelul VEC, rezulta urmatoarele ecuatii:

,

Estimation Proc:

===============================

EC(B,1) 1 3 FDI NX

VAR Model:

===============================

D(FDI) = A(1,1)*(B(1,1)*FDI(-1) + B(1,2)*NX(-1) + B(1,3)) + C(1,1)*D(FDI(-1)) + C(1,2)*D(FDI(-2)) + C(1,3)*D(FDI(-3)) + C(1,4)*D(NX(-1)) + C(1,5)*D(NX(-2)) + C(1,6)*D(NX(-3))

D(NX) = A(2,1)*(B(1,1)*FDI(-1) + B(1,2)*NX(-1) + B(1,3)) + C(2,1)*D(FDI(-1)) + C(2,2)*D(FDI(-2)) + C(2,3)*D(FDI(-3)) + C(2,4)*D(NX(-1)) + C(2,5)*D(NX(-2)) + C(2,6)*D(NX(-3))

VAR Model – Substituted Coefficients:

===============================

D(FDI) = – 0.827705502974*( FDI(-1) + 0.431632642685*NX(-1) + 0.358370222038 ) + 0.679509912899*D(FDI(-1)) + 1.53461203887*D(FDI(-2)) + 0.0366310877427*D(FDI(-3)) + 0.0423754971546*D(NX(-1)) + 0.626193049531*D(NX(-2)) + 0.0515659282467*D(NX(-3))

D(NX) = – 5.06432795223*( FDI(-1) + 0.431632642685*NX(-1) + 0.358370222038 ) + 2.90055578736*D(FDI(-1)) + 0.900165069694*D(FDI(-2)) + 1.77011583653*D(FDI(-3)) + 1.34573361249*D(NX(-1)) – 0.220024806093*D(NX(-2)) + 0.23740144332*D(NX(-3))

1. Reprezinta relatia de echilibru pe termen lung:CointEq1 = FDI t-1+NXt-1+c=0, de aici rezulta: FDIt-1=-0.4316*NXt-1-0.3584

2.Partea ce reprezinta corectia erorii este relatia pe termen scurt. CointEq1 face legatura intre FDI si NX si de aici observam ca daca FDI se situeaza deasupra relatiei de echilibru atunci NX SCADE

O crestere cu 1% a NX va scadea FDI cu 0.43% si estimarea este semnificativa

Se observa ca ECT(-1) =-0.82, the estimated coefficient pentru FDI indicates that about 83 per cent of this disequilibrium is corrected between 1 year.

ECT is consider good if the range between 0 ~ 1 but not more than 2. ECT should be in negative number and if positive value means explosive and not reasonable. For example, if the ECT(-1) estimated coefficient is -0.87 (The estimated coefficient indicates that about 87 per cent of this disequilibrium is corrected between 1 year (if annually data)). But if the ECT(-1) are -1.07 as an example (The estimated coefficient indicates that about 107 per cent of this disequilibrium is corrected between 1 year – and this does not make sense).

Eventual corectat cointeq1 pt dnx punem nx =0 B(1,2)=0, A(2,1)=0

modelul VEC

Corelația dintre ISD și exporturi are valoare axiomatică iar testul intensității acestei legături, utilizându-se metode econometrice, a confirmat aceasta, pentru perioada analizată, în sensul în care fiecare milion Euro stoc ISD contribuie cu 0,43 milioane Euro la exportul României.

Cointeq eq reprez relatia de echilibru pe termen lung. Ecuatia poate fi scrisa FDI=-0.43 NX-0.36

Eror correction reprezinta relatia pe termen scurt.

Verificare autocorelare daca nr lag e bun !!!!!!! daca exista autocorelare se ia un lag mai mare..

COEFICIENTUL ELASTICITATII PE TERMEN LUNG A FDI IN NX ESTE DE -0.43. O DEVIATIE DE 1% NX SCADE FDI CU 0.43%

C. Stabilitatea modelului…

De pus AR GRAPH

After we get the estimation of the model using Eviews5.03, an AR Roots test is used to test the stability

of the model, the AR Roots Graph is shown in Figure 1, from the graph, we can see except the 1 unit

root imposed by the model, all the roots lies within the unit circle, indicating that the model is stable, so

further analysis can be carried on.

D. testul de cauzalitate Pairwise Granger

Since the normal Granger causality test only apply to the stationary series, according to Gao (2006) test

on cointegrated non-stationary series have to be carried out based on the VEC Model, we employ an

alternative using Granger Causality/Block Exogeneity Wald test to examine the long-run causal

relationship.

Acest test prezentat în tabelul nr.., sugerează (pentru un lag egal cu 3) faptul că se respinge ipoteza nulă în primul caz, ceea ce înseamnă că NX cauzează Granger volumul ISD în România. Ipoteza nulă este respinsă si în cazul al doilea ( pentru un interval de incredere de 1%, 5%), ceea ce înseamnă că volumul ISD cauzează Granger nivelul NX.

Rezulta ca intre cele doua variabile exista o cauzalitate bidirectionala.

Tabelul nr. Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests

E.Testarea calitatii reziduurilor – distribuția normală, absența heteroskedasticității și

lipsa de autocorelare a erorilor. În tabelul de mai jos am inclus probabilitățile

testelor asociate celor trei condiții enumarate anterior. Deoarece valorile acestora

sunt superioare pragulului de 5%, atunci se acceptă cele trei ipoteze nule, ceea ce

validează corecta reprezentare a reziduurilor modelelor VAR.

lags=4 Probabilitatile testelor specifice reziduului VAR

MA MAI GANDESC DACA LE MAI BAG!!!!!

F. Identificarea functiilor de raspuns la impuls si descompunerea variatiei:

Aplicarea functie de raspuns la soc (FRS)

Figura nr. Functiile de impuls ale modelului VAR: ISD-NX

grafic jos Raspunsul socului inovatiei proprii la o deviatie standard pozitiva, genereaza pentru NX un efect pozitiv care este aproape de 0 pana in perioada a 4, dupa care creste ajungand la sf perioadei prognozate la 5-6%. In schimb socului inovatiei NX asupra FDI realizeaza o scadere abrupta care ajunge la 30% la sfarsitul perioadei prognozate

grafic sus Raspunsul socului inovatiei proprii la o deviatie standard pozitiva, genereaza pentru FDI un efect pozitiv care INREGISTREAZA O CRESTERE EXPONENTIALA CARE AJUNGE LA 14% LA SF PERIOADEI PROGNOZATE. In schimb socului inovatiei FDI asupra NX realizeaza o scadere mult mai mica decat in primul caz, care ajunge la 3% la sfarsitul perioadei prognozate

Se observa deci, ca inovatiile proprii actioneaza asupra variabilelor proprii in corelatie directa, iar inovatiile fiecarei variabile asupra celeilalte determina un efect invers, care a fost demonstrat la inceputul lucrarii prin existenta corelatiei inverse.

EXPLICATIE DUPA BIANCA LUDOSAN

1. Un șoc de +1% în nivelul ISD (graficul jos) genereaza pentru NX un efect pozitiv care este aproape de 0 pana in perioada a 4, dupa care creste si ajunge la sf perioadei prognozate la 5-6%

IN SCHIMB SOCUL INOVATIEI PROPRIE REALIZEAZA O SCADERE ABRUTA CARE AJUNGE LA APROAPE 30% LA SF PERIOADEI.

2. Un șoc de +1% în nivelul EXN (graficul sus) va genera PENTRU ISD o CRESTERE EXPONENTIALA inca de la inceputul perioadei. CEA MAI MARE CRESTERE O REALIZEAZA INOVATIA PROPRIE.

b.Descompunerea variatiei

Figura nr. Descompunerea variatiei modelului VAR: ISD-NX

Sa incercam sa le punem pe amandoua pe acelasi grafic!!!!

Se observa ca variatia FDI se datoreaza in proportie de doar 6% inovatiei NX , iar variatia NX se datoreaza in proportie de 89% FDI la sfarsitul perioade prognozate.

Se observa din analiza functiei impulse si variance decomposition ca desi exista corelatie inversa legatura bidrectionala intre cele doua variabile, influenta covarsitoare o inregistreaza variabila FDI asupra NX. In aceste conditii, statul trebuie sa gaseasca solutii de atragere a investitiilor straine directe pentru ca in acest fel si exporturile nete vor creste ceea ce va contribui la dezvoltarea economica a Romaniei.
CONCLUZII

Pentru cazurile analizate este confirmată ipoteza general valabilă în care volumul ISD este asociat pozitiv cu valoarea EXN. Funcțiile impuls răspuns arată că un șoc în indicii ISD si EXN are un efect pozitiv asupra valorii ISD, dar și asupra EXN, in special incepand din a doua jumatate a perioadei prognozate. De aici rezulta ca statul trebuie sa gaseasca solutii de atragere a investitiilor straine directe pentru ca in acest fel si exporturile nete vor creste ceea ce va contribui la dezvoltarea economica a Romaniei. Acest lucru trebuie realizat intr-un orizont extrem scurt de timp, pentru a contracara efectele negative ale primei perioade prognozate de 5 ani.

Sunt domenii vitale precum:agricultura, turism, energie, infrastructra, in care statul trebuie sa contureze o strategie de investitii.

Acest lucru este posibil, avem exemplul Irlandei care a reusit dupa o perioada foarte grea, dupa ce in 2010, era in pragul colpasului, sa revina ocupand locul 2 in europa in cadrul investitiilor atrase, (44% din PIB-ul sau -93 mld $)

Irlanda și Singapore au avut un succes enorm datorat creării unor reglementări legislative favorabile care au încurajat companiile să-și stabilească sediile regionale în aceste țări. Spre exemplu, toate companiile Yahoo, Google, Apple, PayPal și LinkedIn au sediile europene în Irlanda, iar sediile asiatice în Singapore.Atât Irlanda, cât și Singapore oferă cote scăzute ale impozitului pe profit comparativ cu alte țări din regiune, precum și condiții atractive privind prețurile de transfer pentru grupurile internaționale.

Din Sisak_mira

O serie de specialiști2 consideră că, în România autoritățile nu au făcut nimic pentru a

atrage investitori străini, iar evoluția din perioada 2006-2008, când s-au atras aproape jumătate

din investițiile străine directe de care beneficiază țara noastră în prezent, s-a bazat pe o

conjunctură favorabilă legată de aderarea la UE. "România a atras investiții străine directe» este

o frază fără sens pentru că România în sine nu a făcut nimic pentru a atrage investitorii.

Guvernanții, populația sunt cei care fac o țară atractivă pentru investitori. România a fost ajutată

de o conjunctură legată de perspectiva aderării la Uniunea Europeană și integrarea efectivă în

structurile europene, precum și evoluția pozitivă a indicatorilor macroeconomici". "România are

potențial, este atractivă, arată bine în cifre, dar pentru a fi în continuare atractivă pentru

investitori trebuie să îndeplinească anumite condiții. La nivel național, fiecare stat ar trebui să ia

măsuri cât mai rapide pentru ca investițiile străine să aibă loc efectiv în țara lor.

Bibliografie

1. Andrei, T., Stancu, S., Iacob, A.I., Tușa, E., “Introducere în econometrie utilizând Eviews”, Ed. Economică, București, 2008

3. Hoekman, B., Djankov S., “Determinants of Export Structure of Countries in Central and Eastern Europe”, World Bank Economic Review, vol. 11, 1997, pp. 471-90.

4. Pecican, E., “Econometrie … pentru economiști”, Ed. Economică, București, 2004

5. Sims, C. A., Stock, J. H., and Watson, M. W., “Inference in Linear Time Series Models with some Unit Roots”, 1990, Econometrica 58, p.113-144.

6.Voineagu,V., Țițan,E., Șerban,R., Ghiță,S., Tudose,D., Boboc,C., Pele,D., “Teorie și practică econometrică”, Ed Meteor Press, București, 2007.

www.eviews.com

www.insse.ro

www.bnr.ro

The main result of this study was that the FDI inflows and exports are cointegrated in the period of analysis. The

finding that the time series variables were cointegrated implies that there was a long term relationship between them.

Even though the empirical results from the VECM showed there was no causality effect in the short run between FDI

inflows and exports, it still supported the validity that FDI inflows have a positive effect on exports in the long run.

The causal linkages suggest the direction running from FDI inflows to exports. It is clear that expansion of exports can

results from FDI, if there are relatively large differences in resource endowments between the home countries and host

country (Liu et al., 2001). The positive association between these two variables is an evidence of a beneficial impact of

FDI on exports. These results provide further insight into the role played by FDI in the effectiveness of the export

oriented policy deployed in this country. Its seems that the findings of this study support the hypothesis made by

Dollar (1992) and Jun and Singh (1995) which acknowledge that outward oriented economies particularly those

exploiting their export potential attract more foreign direct investment. Phang (1998) whose study was about foreign

direct investment at Malaysia’s balance of payments position, found that FDI is attracted to countries with high trade

potential and the export.

The policy implications are straightforward. For rapid expansion of exports, trade liberalization policies have to

promote on sectors that will trigger FDI inflows to Malaysia. Specifically, sectors which are able exploit exporting

capabilities built on local suppliers. This approach must take into account a way to defeat poor linkages between foreign

firms and local industry; as past study reveals that technology transfers remain poor in host country. Thus, Asian

countries have been facing a low value added and poor record of technology transfer. However, for effective policy

analysis studies may be undertaken using data at the disaggregate level. Economically speaking, this means that host

government should promote activities as a potential exports which make use of our comparative advantage. In addition,

FDI should be seen as a supplement, not as a substitute for local capital resources.