În lucrarea de față ne propune m o anali ză a pass -through -ului ratei dobânzii de [631806]
1
CUPRINS
INTRODUCERE ………………………….. ………………………….. ………………………….. ………………………….. ……… 2
CAPITOLUL I ………………………….. ………………………….. ………………………….. ………………………….. …………. 3
CAPITOLUL II………………………….. ………………………….. ………………………….. ………………………….. ………. 22
CAPITOLUL III ………………………….. ………………………….. ………………………….. ………………………….. ……… 44
Bibliografie ………………………….. ………………………….. ………………………….. ………………………….. ………… 46
2
INTRODUCERE
În lucrarea de față ne propune m o anali ză a pass -through -ului ratei dobânzii de
politică monetară cu impact asupra ratei dobânzii bancare (ROBOR) , anume ratele dobânzii
la credite acordate și la depozite le atrase de către instituțiile de credit . În prezemnt, contextul
economic și criza financiară mondială, a condus la îndoială efi ciența transmiterii ratei
dobânzii cheie de politică monetară în ratele dobânzii practicate la nivelul depozitelor și
creditelor bancare. De aceea e ste necesar să cunoaștem modul în care rata dobânzii de
politică monetară este absorbită pe piața creditelor și a depozitelor. Întârzier ile cu care sunt
ajustate ratele dobânzii sunt legate de faptul că activitățile desfășurate de o instituție
financiar -bancară sunt condiționate de costuri ce provin din asimetria informațională , ce
poate pro duce fenome riscante : de exemplu selecția adversă (atragerea de către o instituție de
credit clienți cu un grad de risc ridicat ); un alt exemplu poate fi reprezentat de hazard ul
moral.
În capitol ul I al lucrării de față am abordat aspecte le generale ce țin de politica
monetar ă, dar și tipuri le de regimuri ale politicii monetar e, mecanisme le de transmisie a
politicii monetare, instrumente le de transmisie a politicii monetar e, au fost menționate
deasemenea și alte studii efectuate anterior ce au avut ca tematică mecanismul de transmisie a
politicii monetare.
În capitol ul II am efectuat un studio empiric asupra cinci țări, România, Cehia ,
Ungaria, Polonia și Anglia, dorind să evidențiam modalitatea în care ratele dobânzilor de
politică monetară se transmit în ratele dobânzii inter-bancare de pe piață, și care este viteza
lor de ajustare dacă facem referire la absorb ția ratelor de politică monetară în ratele dobânzii
pe piața creditelor și a depozitelor pentru cele cinci economii utilizate în studiu . Analiz a
despre car e discutăm a fost efectuată prin utilizarea modelului numit ECM – Error Correction
Model .
Cela de-ala treilea a capitol a estea destinat a concluziilor a studiului a individual a
realizat, a încercând a săa evidential a posibile a motive a pentru a carea ratele a dea dobânda a dea
politică a monetară a sunta transmise a maia rapid a saua maia încet a îna ratele a dea pea piață a
bancară. a Acest a lucru a poate a conduce a laa diminuarea a veniturilor a așteptate a dea către a
banca, a iar,a căa reacția, a acestea a pota alege a săa nua mărească a ratele a dea dobânda a alea
creditelor a îna acceași a proporție a precum a ratele a dea dobânda a dea pea piață a monetară.
3
CAPITOLUL a I
I.1. Notiuni a introductive a asupra a politicii a monetare
Politica a economică a reprezintă a totalitatea a deciziilor a șia acțiunilor a întreprinse a
dea către a autoritățile a publice a cua scopul a dea aa ghida a activitatea a economică a națională a
către a oa dezvoltare a economică a considerată a realistă a șia realizabilă a laa nivelul a țării.a
Obiectivele a generale a alea politicii a economice a vizează a cinci a direcții a generale, a
urmărind a creșterea a economică, a ocuparea a forței a dea muncă, a stabilizarea a prețurilor, a
echilibrul a extern a șia controlul a datoriei a publice.
Politica a monetară, a alături a dea politica a financiară, a aa veniturilor a șia altea
politici a specifice, a constituie a oa componentă a dea bazăa aa politicii a economice, a dara șia
una instrument a dea intervenție a aa statului a îna economie. a Ținând a conta dea aceste a
aspecte, a politica a monetară a îșia găsește a rolul a îna reglarea a cantității a dea monedă a
disponibilă a îna economie, a astfel a încât a săa existe a suficiente a lichidități a pea piață a șia săa
faciliteze a oa funcționare a normală a șia oa dezvoltare a echilibrată. a “Principiile a șia
procesele a dea integrare a econo mică a șia monetară a cea staua laa bazaa Uniunii a Europene a
Monetare a vizează a toate a statelele a membre. a Astfel, a Uniunea a Europeană a îna ansamblul a
ei,a estea influențată a dea elementele a politicii a monetare a comune, a dintre a carea sea
disting: a moneda a euro, a piața a internă a șia piața a comună, a centralizarea a deciziilor a dea
politică a monetară”. a1
Îndeplinirea a acestor a obiective a dea creștere a economică, a dara șia celea dea
ocupare a aa forței a dea muncă, a poate a fia posibilă a numai a îna situația a dea stabilitate a aa
prețurilor a șia laa echilibrul a balanței a dea plăția externe, a carea laa rândul a lora sunta
reglate a prina reglarea a cantității a dea monedă a existentă a îna economie, a astfel a încât a săa
sea poate a asigura a corelarea a volumului a plăților a cua celea alea nevoilor a economice. a
Atunci a când a masa a monetară, a respectiv a oferta a dea monedă, a estea maia mică a îna
comparație a cua cererea a dea monedă, a efectele a aua loca laa nivelul a rateia dea dobândă a
prina creșterea a acesteia. a Prina urmare, a aceasta a determină a scumpirea a creditelor, a
scăderea a investițiilor, a aa producției, a aa gradului a dea ocupare a aa forței a dea muncă, a
precum a șia încetinirea a economică. a Pea dea altăa parte, a creșterea a rateia dea dobândă a
poate a atrage a capital a îna țarăa dea oa altăa natură, a anume a capitaluri a speculative, a carea
1 Clara a Volintiru, a “Politica a Monetară”, a Institutul a European a dina România, a București, a 2012.
4
determină a reprecierea a monedei a naționale, a conducând a laa frânarea a exporturilor a șia laa
stimularea a importurilor. a
Îna cazul a îna carea masa a monetară a estea maia mare a îna comparație a cua cererea a
dea monedă a pota aveaa loca aceleași a tipuri a dea dezechilibre a șia reacții a îna lanța precum a
îna cazul a opus. a Scăderea a ratelor a dea dobândă a conduce a laa ieftinirea a creditelor a carea
conduce a laa creșterea a cererii a dea bunuri a șia servicii, a cerere a care, a nesatisfăcută a dea
către a serviciile a șia bunurile a dejaa existente, a a vaa genera a inflație. a Inflația a prina cerere a
sea vaa reflecta a asupra a costurilor a dea producție, a conducând a laa oa scădere a aa
competitivității a produselor a naționale a atâta pea teritoriul a țării,a câta șia îna celelalte a țări.a
Astfel, a importurile a cresc a șia exporturile a scad, a înregistrându -sea deficit a laa nivelul a
balanței a dea plătia externe, a care, a îna consecință, a îșia manifestă a efectele a laa nivelul a
monedei a naționale, a conducând a laa deprecierea a sa.a
Îna ceeaa cea privește a țările a europene, a politica a monetară a area una rola foarte a
important a atâta laa nivelul a țărilor a dejaa integrate a îna Uniunea a Monetară, a precum a șia
laa nivelul a țărilor a carea aderă a laa această a uniune, a prina prisma a condițiilor a cea trebuie a
îndeplinite a pentru a aa fia acceptate. a Îna acest a sens, a politica a monetară a șia instrumentele a
salea sunta importante a pentru a aa atinge a cela puțin a treia dintre a celea cinci a condiții a
necesare a pentru a acceptarea a îna Uniunea a Monetară, a anume, a celea referitoare a laa rataa
inflației, a rataa dobânzii a pea termen a lunga șia nedevalorizarea a monedei a naționale. a
a Efectele a celea maia puternice a alea politicii a monetare a sea resimt a laa nivelul a
prețurilor a șia producției, a aceastea a reprezentând, a îna fapt,a șia obiectivele a principale a
alea acesteia. a Pea termen a scurt, a modificările a survenite a laa nivelul a cantității a dea
moneda a dina economie a conduca laa modificări a alea producției, a cua considerația a că,a îna
timp, a prețurile a tinda săa sea echilibreze a prina readucerea a producției a laa nivelul a inițial. a
Ținând a conta dea toate a aspectele a menționate a anterior, a putem a spune a căa rolul a
principal a ala politicii a monetare a îla reprezintă a reglarea a volumului a necesar a dea
mijloace a dea plată a pea piață a cua ajutorul a instrumentelor a salea specifice, a printre a carea
menționăm a operațiunile a dea open -market, a rataa dobânzii a dea refinanțare, a RMO. a Orice a
decizie a luată a laa nivelul a politicii a monetare a sea resimte a îna restul a economiei a prina
diverse a mecanisme, a însăa modul a îna carea sistemul a reacționează a laa aceste a modificări a
estea condiționat a șia dea către a structura a financiară a șia legală a existentă.
5
Îna acest a context, a estea foarte a important a săa înțelegem a transmisia a
modificărilor a ratelor a dea dobândă a dea pea piața a monetară a interbancară a către a ratele a
dea dobândă a practicate a dea bănci a laa nivelul a clienților a săi.a Într-oa economie a îna carea
structura a financiară a estea cela maia multa determinată a dea instituții a dea credit, a precum a
România, a dara șia altea statea membre a noia alea Uniunii a Europene, a estea foarte a
important a săa observăm a mecanismul a dea transmisie a aa ratelor a dea dobândă.
I.2.a Tipuri a dea regimuri a dea politică a monetară
Politica a monetară a implementată a dea către a băncile a centrale a vizează a îna moda
principal a stabilitatea a prețurilor a dina economie, a luând a îna considerare a nivelurile a
ridicate a alea inflației ,a astfel a încât a săa fiea posibilă a țintirea a inflației, a dara săa șia
mențină a una cadru a economic a stabil. a Îna consecință, a aua luata naștere a patru a tipuri a dea
regimur ia alea politicii a monetare, a anume :a regimul a bazat a pea cursa valutar, a pea
controlul a nivelului a dea creștere a aa ofertei a dea monedă, a pea oa ancora a nominală a
implicită a șia pea țintirea a directă a aa inflației. a
I.1.1. a Regimul a bazat a pea țintirea a cursului a valutar a sea referă a laa asigurarea a
stabilității a cursului a valutar a nominal a prina utilizarea a instrumentelor a corespunzătoare, a
intervenindu -sea asupra a ratelor a dea dobândă a saua prina investiții a directe a pea piață a
valutară. a Exchange a Ratea Pega –a presupune a raportarea a cursului a valutar a ala monedei a
naționale a laa unaa saua maia multe a monede a aparținând a țărilor a cea prezintă a una nivel a
redus a laa rateia inflației. a Acest a lucru a sea realizează a prina preluarea a inflației a dina țaraa
saua țările a cua carea sea facea comparația. a Principiul a dea funcționare a ala acestui a regim a
sea bazează, a îna general, a pea determinarea a unuia cursa valutar a fixa (dara nua
întotdeauna a fix,a deoarece a poate a prezenta a oa ușoară a variație a îna jurul a țintei, a cursului a
dea schimb, a saua chiar a aa țintei a îna mișcare), a pea bazaa raportării a laa valută a dea
referință. a Exchange a Ratea Banda -a fațăa dea Exchange a Ratea Peg,a aicia sea pota stabili a
șia marje a dea fluctuație a alea cursului a valutar a dea piață. a Banda a dea fluctuație a sea
determină a doara pentru a cursul a valutar a nominal, a cursul a valutar a dea piață a flotând a
liber, a intervențiile a Băncii a Centrale a manifestându -sea doara îna condițiile a îna carea
evoluțiile a pieței a conduc a laa oa depășire a aa acestor a limite. a Crawling a Pega –a estea oa
formă a modificată a aa regimului a dea cursa valutar. a Eaa presupune a modificarea a cursului a
valutar a fixata inițial, a îna funcție a dea evoluțiile a inflaționiste a fărăa caa această a
modificare a săa depășească a nivelul a atins a dea inflație. a Sea realizează a oa depreciere a
controlată a aa cursului a valutar, a carea permite a eliminarea a presiunilor a cea sea pota
6
manifesta a laa nivelul a cursului a valutar a reala carea ara putea a conduce a laa noia presiuni a
îna ceeaa cea privește a sustenabilitatea a prețu rilora interne. a
I.1.2. a Regimul a bazat a pea țintirea a masei a monetare a area laa bazăa teoria a cantitativă a
potrivit a căreia a creșterea a prețurilor a estea determinată a dea către a creșterea a carea aa avuta
loca laa nivelul a ofertei a dea monedă. a a Alegerea a agregatului a monetar a dea referință a
trebuie a săa fiea reprezentativă, a astfel a încât a politica a monetară a săa fiea câta maia
coerentă, a iara intervențiile a decidenților a politici a săa fiea câta maia corecte a șia cua
acuratețe a implementate. a Avantajele a acestui a regim a constau a îna independența a politicii a
monetare a aa BC,a dara șia aa posibilității a dea aa interveni a rapid a aa acesteia. a Cua toate a
acestea, a laa nivelul a economiei a reale a iaa naștere a oa rigiditate a aa ofertei a dea monedă, a
dina cauza a faptului a căa băncile a comerciale a sunta maia multa greua dea influențat.
Oa descriere a elocventă a aa acestui a regim a dea politică a monetară a aparține a
guvernatorului a Băncii a Canadei a Gerald a Bouey a cea spunea a îna 1982: a „nua noia ama
abandonat a agregatele a monetare, a cia elea ne-aua abandonat a pea noi”a –a Laidler a (2007).
I.1.3. a Regimul a monetar a bazat a pea oa ancoră a nominală a implicită a presupune a
alegerea a unuia obiectiv a intermediar a suba forma a uneia ancore a nominale. a Banca a
Centrală a trebuie a săa fiea câta maia credibilă, a astfel a încât a modificarea a țintei a
intermediare a săa fiea posibilă a atunci a când a obiectivele a politicii a monetare a aua fosta
atinse a șia sunta căutate a altea obiective. a
I.1.4. a Regimul a bazat a pea țintirea a directă a aa inflației a presupune a renunțarea a laa
obiectivele a intermediare, a banca a centrală a concentrându -sea asupra a unuia singur a a
indice a dea preț.a Acest a tipa dea regim a tinde a săa accentueze a credibilitatea a șia
transparența a politicii a monetare a implementate a dea Banca a Centrală.
Țintirea a directă a aa inflației a presupune a anumite a elemente a comune a –a conform a
Mishkin a (2000):
comunicarea a către a public a aa valorii a numerice a aa țintei a dea inflație a pea termen a
mediu;
una angajament a instituțional a privind a stabilitatea a prețurilor, a căa obiectiv a primar a
șia pea termen a lunga ala politicii a monetare a șia respectiv a atingerea a țintei a dea
inflație;
7
strategie a carea săa folosească a toate a informațiile a disponibile a șia îna carea țintele a
intermediare a aua una rola redus;
creștere a aa transparenței a îna cadrul a strategiei a dea politica a monetară, a prina
comunicarea a către a public a șia piață, a aa planurilor a șia obiectivelor a decidenților a
dea politică a monetară;
creșterea a responsabilității a băncii a centrale a pentru a atingerea a obiectivelor a salea
privind a inflația.
I.3.a Mecanisme a dea transmisie a aa politicii a monetare
Mecanismele a dea transmisie a aa politicii a monetare a reprezintă a căile a prina carea
efectele a cauzate a dea modificarea a ofertei a dea moneda a sea transmit a asupra a economiei. a
Principalele a mecanisme a dea transmitere a sunta reprezentate a de:a
Canalul a rateia dea dobândă;
Canalul a prețului a activelor a financiare;
Canalul a cursului a dea schimb;
Canalul a creditului. a
Atunci a când a discutăm a despre a canalul a rateia dea dobândă a avem a îna vedere a
impactul a politicii a monetare a rezultat a dina variația a rateia dea dobândă. a Efectele a acestui a
mecanism a sea clasifică a în:a efectul a dea substituire, a efectul a dea avere a șia efectul a dea
venit. a
Efectul a dea substituire a constă a îna efectul a cauzat a laa nivelul a opțiunii a dintre a
consum a șia economisire a aa agenților a economici a saua aa populației. a Oa creștere a aa
rateia dea dobândă a vaa conduce a laa una efect a dea economisire a dina partea a agenților a
economici a șia populației, a efectuarea a dea plasamente a financiare, a descurajarea a
consumului a saua aa investițiilor. a Cererea a dea bunuri a șia servicii a este,a prina urmare, a
condiționată a dea politica a monetară a prina intermediul a rateia dea dobândă, a aa
cheltuielilor a dea consum a șia dea investiții. a
Efectul a dea avere a sea referă a laa prețul a activelor, a îna moda particular a aa celor a
financiare. a Oa creștere a aa rateia dea dobândă a vaa determina a scăderea a prețului a
activelor a agenților a nefinanciari, a prina urmare a aa averii a acestora, a acest a lucru a
reconsolidând a fenomenul a dea economisire. a Laa polul a opus, a oa scădere a aa rateia dea
8
dobândă a vaa conduce a laa creșterea a prețului a activelor a financiare a șia vaa stimula a
consumul.
Efectul a dea venit a estea efectul a survenit a laa nivelul a cheltuielilor a dea consum a
șia dea investiții a dina cauza a variației a dobânzii. a Veniturile a sunta afectate a pozitiv a
atunci a când a rataa dea dobândă a crește a îna ceeaa cea îla privește a pea agentul a economic a
creditor. a Îna ceeaa cea îla privește a pea agentul a economic a debitor, a atunci a când a rataa
dea dobândă a crește, a efectul a estea vizibil a prina diminuarea a veniturilor a acestuia. a Pera
ansamblu, a variația a rateia dea dobândă a area una efect a neutru a asupra a veniturilor a
naționale, a consecințele a fiind a maia vizibile a laa nivelul a transferurilor a dea venit a carea
pota avea, a pea termen a scrut, a efecte a macroeconomice a sesizabile. a
Canalul a prețului a activelor a financiare a sea referă a laa impactul a pea carea deciziile a
dea politică a monetară a influențează a agenții a nefinanciari a prina intermediul a prețului a
activelor a financiare. a “Îna urma a criticilor a vizând a focalizarea a exclusivă a asupra a
prețului a unuia singur a activ a caa mijloc a dea transmisie a aa politicii a monetare, a îna teoria a
economică a aua apărut a șia altea active, a alea căror a variații a dea prețuri, a caa efect a ala
politicii a monetare, a pota explica a evoluțiile a îna activitatea a economică. a Dintre a activele a
considerate a aa fia maia importante a îna mecanismul a dea transmisie a s-aua desprins a
cursul a dea schimb a șia prețul a acțiunilor.”
Reducerea a rateia dea dobândă, a atribuită a adoptării a uneia politici a monetare a
expansioniste, a poate a conduce a laa creșterea a valorii a pea piață a aa averii a deținute a suba
formă a activelor a financiare a deținute a dea către a populație. a Acest a lucru a conduce a laa
reducerea a efortului a dea economisire a șia creșterea a consumului, a carea vora determina a
creșterea a cererii a dea bunuri a șia servicii. a Politica a monetară a area impact a șia asupra a
deciziilor a companiilor a îna ceeaa cea privește a activitatea a dea investire. a Discutând a tota
despre a oa politică a monetară a expansionistă a îna carea sea urmărește a scăderea a rateia dea
dobândă, a oa creștere a aa cererii a dea acțiuni a vaa determina a oa creștere a aa prețurilor a pea
piață a ala companiei, a stimulând a cheltuielile a dea investiție a alea sale.a Îna consecință, a vaa
crește a cererea a dea bunuri a șia servicii a apărute a pea piață.a Laa polul a opus, a promovarea a
uneia politici a monetare a restrictive a vaa conduce a laa scăderea a prețului a acțiunii a pea
piață, a încetinind a cererea a dea bunuri a șia servicii, a dara șia activitatea a dea investire a aa
companiei. a
9
Canalul a cursului a dea schimb a estea una important a mecanism a dea trasmitere a îna
contextul a liberalizării a mișcării a dea capital, a îna condițiile a îna carea deciziile a dea
politică a monetară a sunta celea carea aua impact a asupra a nivelului a cursului a dea schimb. a
Atunci a când a autoritatea a monetară a promovează a dobânzi a laa nivel a național a maia micia
decât a celea dina străinătate a sea descurajează a intrarea a dea capitaluri a îna țarăa sau,a maia
rău,a încurajează a ieșirea a dina țarăa aa capitalurilor. a Îna condițiile a îna carea prețul a
bunurilor a naționale a estea maia scăzut a decât a cela ala bunurilor a externe, a deprecierea a
monetară a vaa conduce a laa stimularea a exporturilor. a Variația a rateia dea dobândă a vaa
influența a cursul a dea schimb a doara pea termen a scurt, a pea termen a lunga aceasta a
depinzând a șia dea alția factori, a precum a rataa inflației a saua soldul a balanței a comerciale. a
Canalul a creditului a sea referă a laa transmiterea a politicii a monetare a ținând a conta
maia multa decât a ipotezele a menționate a anterior, a acolo a unde a există a oa substituire a
întrea modalitățile a dea finanțare a economice. a “Mecanismul a creditului a privește a șia către a
elementele a cea caracterizează a funcționarea a piețelor a financiare. a
Ținând a conta dea acest a aspect, a mecanismul a creditului a area două a ramuri: a mecanismul a
creditului a bancar a șia mecanismul a creditului a larg” .2a Oferta a dea credite a bancare a sea
reflectă a îna economie a îna urma a implementării a unuia anumit a tipa dea politică a
monetară, a bazându -sea pea ideea a căa titlurile a financiare a șia creditele a bancare a nua sunta
perfect a substituibile. a
Eficiența a canalului a creditului a bancar a ținea cont, a îna principiu, a dea controlul a
pea carea îla exercită a banca a asupra a acordării a dea credite, a dara șia dea imposibilitatea a
agenților a nefinanciari a dea aa apela a laa altea surse a dea finanțare. a Promovarea a uneia
politici a monetare a expansioniste a conduce a laa creșterea a lichidităților a bancare, a prina
urmare a laa creșterea a volumului a dea credite a disponibile, a aa cheltuielil ora dea consum a
șia dea investiții a alea agenților a nefinanciari. a Îna cazul a uneia politici a monetare a
restrictive, a aceste a efecte a sea manifestă a opus. a Atunci a când a discutăm a despre a
mecanismul a creditului a larga nea referim a laa toate a modalitățile a dea finanțare a alea unuia
agent a economic, a inclusiv a pea piața a financiară. a Impactul a politicii a monetare a prina
intermediul a mecanismului a creditului a sea manife stăa diferit a dea laa oa țarăa laa alta,a îna
2 Cozmâncă a Bogdan a Octavian, a “Mecanisme a dea transmisie a aa politicii a monetare”, a coordonator a
prof.univ.dr.Moisă a Altar, a Bucuresti.
10
funcție a dea agenții a economici, a fiea populația, a fiea întreprinderile, a carea contractează a
creditul.
I.4. Instrumente a dea transmisie a aa politicii a monetare
“Pea termen a scurt a evoluția a prețurilor a estea supusă a unora influențe a multiple, a
generate a dea factori a provenind a dina economia a națională a șia dina mediul a extern, a carea
acționează a asupra a cererii a șia ofertei a agregate. a Pea termen a mediu a șia lung, a însă,a una
rola fundamental a îna asigurarea a stabilității a prețurilor a îia revine a conduitei a politicii a
monetare. a Mecanismul a dea transmisie a aa politicii a monetare a reprezintă a totalitatea a
canalelor a prina carea banca a centrală, a utilizând a una seta variat a dea instrumente a dea
politică a monetară a poate a influența a dinamica a cererii a agregate a șia aa prețurilor a dina
economie.”3
Instrumentele a principale a utilizate a sia pusea laa dispozitie a dea catre a Banca a
Nationala a sunt:
operațiuni a repoa
atragere a dea depozite a
emitere a dea certificate a dea depozit a
operațiuni a reverse a repo
acordare a dea credite a colateralizate a cua active a eligibile a pentru a garantare a -a
păstrând a proprietatea a asupra a activelor a eligibile a aduse a îna garanție;
vânzări/cumpărări a dea active a eligibile a pentru a tranzacționare
swap a valutar
Instituțiile a dea credit a pota accesa a dina proprie a inițiativă a celea două a facilități a
permanente a oferite a dea BNR, a anume a facilitarea a laa depozite a sia laa creditare.4
Rezervele a minime a obligatorii a (RMO) a sunta reprezentate a dea disponibilități a bănești a
alea instituțiilor a dea credit, a îna leia șia îna valută, a păstrate a îna conturi a deschise a laa
Banca a Națională a aa României.Funcțiile a principale a alea mecanismului a RMO a
constituite a îna leia sunta ceaa dea control a monetar a (aflată a îna strânsă a corelație a cua ceaa
dea gestionare a aa lichidității a dea către a BNR) a șia ceaa dea stabilizare a aa ratelor a
3 Banca a Națională a aa României, a Politică a Monetară, a “Instrumente a dea transmisie a aa politicii a monetare a –
a Operatiuni a pea piata a monetara”.
4 Banca a Națională a aa României, a Politică a Monetară, a “Instrumente a dea transmisie a aa politicii a monetare a –
a Facilitati a dea creditare”.
11
dobânzilor a dea pea piața a monetară a interbancară. a Rolul a major a ala RMO a îna valută a
estea acela a dea aa tempera a expansiunea a creditului a îna valută.5
I.5.a Studii a anterioare a realizate a asupra a mecanismului a dea transmisie a aa
politicii a monetare a
Într-una studiu a realizat a dea către a autorii a Peter a vana Els,a Alberto a Locarno, a
Julian a Morgan a șia Jean-Pierre a Villetelle, a intitulat a “Transmisia a politicii a monetare a îna
zona a euro: a cea nea transmit a modelele a structurale a naționale a șia agregate?”6 estea
analizat a mecanismul a dea transmisie a monetară a îna zona a euroa prina utilizarea a unora
modele a macroeconomie a laa scară a înalta, a utilizând a modelele a pusea laa dispoziția a
Băncii a Centrale a Europene a șia aa băncilor a naționale a alea eurosistemului. a a Rezultatele a
sunta raportate a pea bazaa uneia simulări a fondate a pea ipoteza a uneia creșteri a aa rateia dea
dobândă a cua 100a puncte a procentuale, a acompaniată a dea presupuneri a dea bazaa îna ceeaa
cea privește a canalul a pea termen a lunga dea transmisie a aa rateia dea dobânda a șia aa rateia
dea schimb. a Lucrarea a acordă a oa mare a importanță a stabilirii a unuia cadru a economic a
comparabil, a astfel a încât a săa fiea posibilă a reflectarea a existenței a uneia uniuni a monetare. a
Pea bazaa rezultatelor a obținute, a îna ceeaa cea privește a impactul a politicii a
monetare a asupra a producției,în a cadrul a băncilor a naționale, a oa creștere a dea una punct a
procentual a ala ratelor a dea dobândă a pea terme na scurt a vaa aveaa una efect a maxim a dea -a
0.4% a laa nivelul a cererii a agregate, a după a doia ani.a Efectul a maxim a laa nivelul a
prețurilor a estea tota dea -0.4%, a efect a cea area loca doia ania maia târziu, a reflectând a
faptul a căa majoritatea a modelelor a dea preța reacționează a maia încet a îna fațaa
schimbărilor a activității a economice. a Canalul a dominant a îna primii a doia ania –a atâta îna
termeni a dea impact a asupra a prețurilor, a câta șia asupra a producției a –a estea canalul a rateia
dea schimb. a Cua toate a acestea, a îna ceeaa cea privește a producția a dea după a această a
perioada, a canalul a costului a dea capital a devine a cela relevant.
Îna moda inevitabil, a aceste a agregate a ascund a anumite a variabile a demne a dea
menționat a îna modelele a dea analiză. a Există a variații a referitoare a atâta laa magnitudinea a
câta șia laa momentul a laa carea aua loca efectele, a dara șia variații a referitoare a laa
contribuțiile a relative a alea fiecărui a canal a dea transmisie a îna sine.
5 Banca a Națională a aa României, a Politică a Monetară, a “Instrumente a dea transmisie a aa politicii a monetare a –
a Rezervele a Minime a Obligatorii”.
6 Eng.a “Monetary a Polic ya transmission a îna thea Euro a area:a What a doa aggregate a anda national a structure a
models a tella us?”, a Peter a Vana Els,a Alberto a Locarno, a Julian a Morgan a șia Jean-Pierre a Villetelle, a
Decembrie a 2001.
12
Impacturile a asupra a producției a șia prețurilor a aa fosta relativ a modest a îna țăria
precum a Belgia, a Germania a șia Luxemburg a șia relativ a puternice a îna altea țări,a precum a
Italia, a Spania, a Portugalia a saua Grecia. a
Anumite a modele a încorporează, a dea asemenea, a anumite a variații a carea nua aua
fosta incluse a îna toate a modelele. a Rezultatele a obținute a pea bazaa aplicării a modelelor a
laa nivelul a Băncii a Centrale a Europene a para aa fia multa maia relevante a decât a celea
aplicate a laa nivelul a băncilor a naționale, a deoarece a tinda săa aratea impacturile a pea
termen a lung, a dara șia maia binea evidențiate, a alea politicii a monetare a asupra a activității a
economice a șia aa prețurilor. a
Tota îna ceeaa cea privește a zona a euroa șia canalulul a rateia dea dobândă a caa
mecanism a ala transmisiei a politicii a monetare, a facem a referință a laa lucrarea a autorilor a
Ignazio a Angeloni, a Anila K.a Kashyap, a Benoît a Mojon a șia Daniele a Telizzese, a intitulată a
“Mecanisme a dea transmisie a aa politicii a monetare a îna zona a euro: a Sea explică a totula
prina canalul a rateia dea dobândă?”7 a Laa sfârșitul a anilor a 1999, a Banca a Centrală a
Europeană a lansează, a împreună a cua băncile a centrale a naționale a alea țărilor a carea
adoptaseră a moneda a euro, a oa cercetare a impunătoare a asupra a transmisiei a politicilor a
monetare. a Autorii a îșia puna întrebarea a dacăa politica a monetară a poate a fia descrisă a prina
canalul a clasic a ala rateia dea dobândă, a referindu -sea atâta laa răspunsul a componentelor a
cererii, a aa produsului a național, a dara șia aa prețurilor a îna fațaa schimabrilor a suvernite a
laa nivelul a politicii a monetare a bazate a pea controlul a rateia dea dobândă, a răspuns a carea
ara aveaa loca dacăa nua ara exista a imperfecțiuni a laa nivelul a pieței a dea capital. a
Analiza a realizată a pentru a Austria, a țarăa unde a anumite a componente a alea PIBa
sunta sensibile a laa modificările a rateia dea dobândă, a canalul a rateia dea dobândă a parea aa
fia preominent. a Rezultatele a obținute a laa nivelul a firmelor a relevă a faptul a căa există a una
rola important a ala variabilelor a lichide a îna determinarea a comportamentului a investițional. a
Uitându -sea îna zona a bancară, a analiza a sugerează a canalul a dea credit a caa fiind a slab.a
Acest a lucru a sea poate a datora a networkului a băncilor, a dara șia aa relațiilor a bancă -firmă a
puternice. a Prina urmare, a orice a politică a monetară a adoptată a cea nua vizează a canalul a
rateia dea dobânda a ara trebui a săa sea manifeste a laa nivelul a altora canale. a
7 Engl. a “Monetary a Policy a Transmission: a Does a thea interest a ratea channel a explain a all?”, a Ignazio a
Angeloni, a Anila K.a Kashyap, a Benoît a Mojon a șia Daniele a Telizzese, a 2003.
13
Îna Belgia, a pea dea altăa parte, a dovezile a conduc a împotriva a unuia canal a
puternic a ala rateia dea dobândă. a Modelul a dea autoregresie, a precum a șia modelele a
structurale, a furnizează a indicații a contradictorii a îna ceeaa cea privește a rolul a invesțiilor a
caa factor a ala mișcării a cererii a agregate.
Asemănător a Belgiei, a îna Franța a estea dificila aa concluziona a căa sensibilitatea a
rateia dea dobândă a reprezintă a una canalul a dea transmisie a aa politicii a monetare a
puternic. a Îna ceeaa cea privește a băncile, a conform a altora studii a realizate a anterior, a îna
Franța, a alături a dea Germania a șia Italia, a estea maia predominant a canalul a creditului a
bancar. a Dovezile a găsite a dea către a autori a nua confirmă a îna totalitate a acest a lucru, a
disponibilitățile a bancare a neparand a a aa fia puternic a afectate a dea către a politică a
monetară.
Cua toate a acestea, a ratele a dea dobânda a area creditelor a reacționează a puternic a îna
fațăa politicii a monetare. a Îna ceeaa cea privește a Germania, a invesțiile a joacă a una rola maia
puțin a important a îna explicarea a evoluției a PIBa îna ceeaa cea privește a modificările a
survenite a laa nivelul a politicii a monetare. a Pea dea altăa parte, a canalul a rateia dea
dobândă a parea aa fia cela dominat, a maia mult, a parea aa fia singurul a relevant a îna
explicarea a efectelor a politicii a asupra a investițiilor. a
Îna Finla da,a canalul a clasic a ala rateia dea dobândă a parea săa explice a îna moda
satisfăcător a transmisia a monetară. a Modelul a dea autoregresie, a precum a șia modelul a
econometric a național, a para săa conducă, a dea asemenea, a sprea această a concluzie. a
Ținând a conta căa acest a canal a estea dominant a îna Finlanda, a comportamentul a băncilor a
îna ceeaa cea privește a creditarea a nua joacă a una rola important a îna mecanismul a dea
transmisie a ala politicii a monetare. a
Luate a împreună, a rezultatele a acestui a studiu a conduc a sprea ilustrarea a completă a
aa uneia transmisii a monetare a laa nivelul a zonei a euroa caa una tota unitar. a Analiza a VAR a
sugerează a căa oa creștere a neașteptata a pea termen a scurt a aa dobânzilor a reduce a
temporar a producția a națională, a efectele a făcându -sea vizibile a abiaa după a una an.a
Prețurile a răspund a maia încet, a pea măsură a cea inflația a nua cunoaște a modificări a
semnificative a îna primul a an,a îna aniia următorii a scăzând a gradat. a Modelele a structurale a
economice, a deșia nua sunta compar abile a îna totalitate, a oferă a oa imagine a similară a dina
punct a dea vedere a calitativ. a Deșia datele a sunta dea oa oarecare a natură a sintetică a șia
artificială, a rezultatele a sunta îna concordanță a șia cua altea studii a realizate, a fiea
14
individual a laa nivelul a țărilor a zonei a euro, a fiea chiar a șia laa nivelul a Statelor a Unite a alea
Americii. a Maia mult, a întârzierea a îna răspuns a aa prețurilor a sugerează a căa studierea a
mecanismelor a dea transmisie a aa politicii a monetare a estea necesară, a chiar a dacăa politica a
monetară a estea definită a îna moda exclusiv a saua predominat a dea către a prețuri. a Una
aspect a asupra a estimărilor a bazate a pea datele a agregate a estea căa atâta modelele a dea tipa
VAR a precum a șia celea structurale a ilustrează a importanța a investirii a îna schimbările a
producției a naționale a caa urmare a aa restricționării a politicii a monetare. a Acest a aspect a
desparte a transmisia a îna zona a euroa fațăa dea ceaa dina SUA, a unde a majoritatea a
schimbărilor a laa nivelul a producției a naționale a para aa fia pusea pea seama a schimbărilor a
îna consum. a
Îna altea țări,a efectele a ratelor a dea dobândă a sunta sesizabile a șia responsabile a
pentru a mișcările a capitalurilor a dea investiție. a a Îna țările a îna carea nua poate a fia
atribuită a modificarea a produsului a național a canalului a rateia dea dobândă, a nicia nua parea
săa existe a una alta canal a carea poate a explica a modificările a surveninte a laa nivelul a PIB.a
Îna acestea a sea parea căa rolul a băncilor a îna furnizarea a dea credite a pentru a afaceri a îna
vederea a finanțării a investițiilor a parea aa fia important. a Dara această a teorie a nua estea
aplicabilă a laa nivel a general, a ținând a conta căa există a cazuri a îna care, a dacăa estea
importantă a cantitatea a dea credite a oferite, a această a nua estea vizibilă a îna efectuarea a
investițiilor. a Analizând a maia departe a rolul a băncilor a îna transmisia a politicii a monetare, a
caracteristicile a relevante a carea para aa afecta a potența a canalului a dea credit a nua sunta
întotdeauna a celea bănuite a saua evidente .a Mărimea a băncii a saua mărimea a capitalului a
acestora a nua para aa jucaa una rola important a îna mărimea a creditelor a acordate a caa
răspuns a îna fațaa politicii a monetare. a Pea dea altăa parte, a lichiditatea a bancară a parea săa
fiea importantă a îna toată a țările a îna carea efectele a canalului a dea credit a sunta prezente.
Pentru a aa răspunde a întrebării a principale a aa acestui a studiu, a autorii a tinda săa
încline a către a faptul a căa rataa dea dobândă a șia canalul a eia nua pota răspunde a
schimbărilor a survenite a laa nivelul a țărilor a analizate. a Nicia canalul a rateia dea dobândă, a
dara nicia una alta canal a financiar, a nua poate a fia clara șia exclusiv a dominant. a Cua toate a
acestea, a deșia nua reprezintă a una canal a dominat a pera total, a canalul a rateia dea dobândă a
estea una canal a proeminent a îna transmisia a politicii a monetare. a Pentru a zona a euro, a caa
una întreg, a sensibilitatea a rateia dea dobândă a explică a modificările a survenite a laa nivelul a
PIBa caa urmare a aa schimbării a politicii a monetare. a Maia mult, a într-una grupa dea țări,a
15
acest a canal a parea aa fia responsabil a pentru a 15%a dina veniturile a generate a laa nivelul a
zonei a euro, a fiind a canalul a dominant. a
Într-una alta studiu a intitulat a “Mecanismele a dea transmisie a aa politicii a monetare a
șia inflația a îna Republica a Slovacia ”8a autorul a Louis a Kuijs a prezintă a resultatele a uneia
analize a empirice a aa mecanismelor a dea transmisie a aa politicii a monetare a îna Slovacia. a
Vectorul a dea autoregresie a (VAR) a sugerează a căa inflația a estea determinată a dea
prețurile a străine, a rataa cursului a dea schimb, a costul a muncii, a cua una efect a modest a ala
cererii a agregate, a fiind a îna concordanță a cua teoria a economică a asociată a uneia economii a
deschise, a mici. a
Studiile a empirice a realizate a asupra a tranzițiilor a dintre a țăria sugerează a căa există a
una impact a direct, a dara limitat, a ala politicii a monetare a asupra a inflației a domestice a –a
fiea provenite a dina agregate a monetare a saua ratea dea dobândă a –a dara aua una efect a
major a asupra a prețurile a străine, a ratelor a dea schimb, a costului a muncii a și,a îna anumite a
țări,a asupra a cererii a agregate. a
Analiza a demonstrează a căa principalii a determinanți a indirecți a aia inflației a sunta
prețurile a străine, a rataa cursului a dea schimb, a precum a șia costul a dea muncă, a dara nua
există a niciun a impact a direct a dina partea a agregatelor a monetare a saua aa ratelor a dea
dobândă. a
Cua toate a aceastea, a dina punct a dea vedere a statistic, a impactul a indirect a estea
semnificativ a atunci a când a dezbatem a efectele a politicii a monetare a asupra a prețurilor, a
prina intermediul a impactului a cauzat a dea ratele a dea dobândă a asupra a cursului a dea
schimb a șia aa cererii a agregate a –a care, a laa rândul a lui,a demonstrează a a unuia efect a
direct a asupra a prețurilor, a rateia dea schimb a șia aa costului a dea muncă a –a șia impactul a
masei a monetare a străine a asupra a costurilor a salariale. a
Impactul a rezultat a dina schimbările a survenite a laa masei a monetare a străine a estea
modest a îna dimensiune, a dara rapid. a Impactul a ratelor a dea dobânda a asupra a prețurilor a
este,a dea asemenea, a modest, a dara gradual. a Efectual a maxim a aa uneia modificări a dea
una punct a procentual a îna masa a monetară a străină a asupra a prețurilor a dea consum a dina
economia a națională a estea dea 0.06a puncte a procentuale a șia estea vizibil a după a
8 Eng.a “Monetary a Policy a Transmission a Mechanisms a anda Inflation a ina thea Slovak a Republic”, a Louis a
Kuijs, a Mai,a 2002.
16
aproximativ a 10a luni.a Laa acela moment, a impactul a reala ala uneia modificări a dea un
puncta procentual a vaa conduce a laa oa creștere a aa rateia dea dobândă a dea aproximativ a
0.05a puncte a procentuale.
Ultimul a dintre a aceste a rezultate a conduce a laa ideea a că,a îna timpul a trasmiterii a
impactului a rateia dea dobânda, a efectele a nua sunta foarte a puternic a accentuate. a Lipsa a
dea sensibilitate a relativă a aa prețurilor a fațaa dea rataa reală a dea dobânda a sugerează a că,a
îna circumstanțele a economice a actuale, a ara fia dificil a căa Banca a Națională a săa fiea
constrânsă a sprea una regim a dea țintire a ala inflației a formal a șia rigid. a Cua toate a
aceastea, a anumite a efecte a cea contribuie a laa canalul a dea transmisie a ala rateia dea
dobândă a aua devenit a multa maia semnificative, a sugerând a căa acest a canal a vaa deveni a
maia important a pea măsură a cea convergență a șia dependență a statelor a dina cadrul a
Uniunii a Europene a sea vaa accentua.
Într-una studiu a intitulat a “Transmisia a monetară a dina Ungaria”9,a realizat a pentru a
Banca a Națională a aa Ungariei, a autorii a îșia propun a săa studieze a efectele a transmisie a
monetare a căa urmare a aa noilor a orientări a naționale a sprea regimul a dea țintire a ala
inflației. a
Când a acest a regim a aa fosta introdus a îna Ungaria a îna 2001, a decidenții a politici a
aua trebuit a săa sea bazeze a pea cunoștiințe a limitate a îna ceeaa cea privește a mecanismele a
dea transmisie a monetară, a luând a naștere a acest a proiect a cua scopul a dea aa umple a
golurile a existente. a Studiul a analizează a impactul a imediat a ala politicii a monetare a dina
Ungaria a asupra a aa treia clase a dea prețuri a alea bunurilor: a cursul a dea schimb a aa
forintului a îna raport a cua moneda a euro, a ratele a dea dobândă a dea pea piațăa șia șocul a
cursului a dea schimb.
Există a dovezi a ala unuia impact a semnificativ a laa nivelul a rateia cursului a dea
schimb a pentru a Ungaria, a iara rezultatele a sugerează a dificultatea a cua carea deciziile a
politico -moneta rea sunta integrate a îna prețurile a bunurilor a pea termen a scurt. a Îna plus, a
rezultatele a conduc a sprea ideea a căa producția a estea afectată a pea termen a scurt, a însăa
acest a efect a dispare a gradat a pea măsură a cea orizontul a dea timpa sea mărește.
9 Eng.”Monetary a Transmission a ina Hungary”, a Csilla a Horváth, a Zoltán a M.a Jakab, a Péter a Karádî, a Gábor a
Kátay, a Gergely a Kiss, a Judit a Krekó, a Anna a Naszódi, a Gábor a Orbán, a András a Rezessy, a Zoltán a Szalai, a
Gábor a Vadas, a Viktor a Várpalotai, a Balázs a Vonnák, a Zoltán a Wolf, a 2006 .
17
Acest a aspect a poate a fia explicat a pea bazaa impactului a asupra a structurii a curbei a
dea producție, a pea măsură a cea rezultatele a sugerează a una impact a pozitiv a pea termen a
scurt a șia unula negativ a asupra a producției a pea termen a lung, a conducând a laa ideea a căa
oa modificare a neașteptată a poate a conduce a laa răsturnarea a curbei a dea producție.
Studiul a maia urmărește a canalele a dea transmisie a ala creditului a îna cazul a
Ungariei. a Aceștia a îșia bazează a studiul a pea abordarea a clasică a aa acestui a canal, a
dezvoltată a dea către a Kashyap a șia Stein a (1995, a 2000), a carea îșia area rădăcinile a îna
descoperirea a mișcărilor a asimetrice a alea volumului a dea credit a îna relație a cua anumite a
caracteristici a bancare. a Îna plusa fațăa dea variabilele a specific a bancare a (precum a
mărimea a băncii, a nivelul a lichidităților a șia gradul a dea capitalizare), a alăturia dea carea
asimetria a estea deriv ataa dina canalul a dea credit a propriu -zis,a autorii a aua luata îna
considerare a șia natura a proprietarilor a instituțiilor a financiare, a anume a acționarii a străini.
Aceștia a descoperă a căa oa creștere a pea termen a scurt a aa rateia dea dobândă a vaa
conduce a laa oa scădere a aa nivelului a dea credite a aflate a pea piață. a Deșia efectul a mediu a
asupra a creșterii a creditelor a estea negativ, a acest a lucru a nua poate a fia atribuit a doara
canalului a dea transmisie a aa creditului, a cia poate a fia pusa șia pea seama a unuia efect a
asupra a cererii a îna sine,a datorat a efectului a tradițional a ala rateia dea dobândă, a dara șia aa
balanței a dea plăti. a
Dominanța a băncilor a europene a îna cadrul a Ungariei, a carea atrage a după a sinea una
număr a ridicat a dea active a financiare a denominate a îna monedă a euro, a sugerează a că,a
odată a cua adoptarea a monedei a unice a Euro, a sensibile a îna fațaa politicilor a monetare a
domestice, a volumul a acestor a active a financiare a vaa crește. a Dina moment a cea piețele a
financiare a europene a sunta dominate a dea către a bănci, a nua există a așteptări a conform a
cărora a dependență a dea către a debitori a vaa scădea a odată a cua integrarea a șia maia
accentuată a aa Ungariei a îna economia a europeană. a Maia mult, a diminuarea a continuă a aa
excesului a dea lichidități a îna sistemul a bancar, a precum a șia scăderea a capitalizării a
datorată a creșterii a eficienței a sistemului a bancar,a sugerează a posibilitatea a întăririi a
canalului a dea transmisie a aa creditului a îna viitorul a Ungariei. a
18
Îna lucrarea a intitulată a “Canalul a creditului a șia comportamentul a investițional a îna
Austria”10,a autoarea a Maria a Valderrama a realizează a oa analiză a laa nivel a micro –
econometric a aa unuia seta dea firme a dina Austria. a a Datorită a politicii a monetare a șia aa
structurii a financiare a aa Austriei, a există a credința a generală a căa efectele a politicii a
monetare a isa faca simțită a prezența a cela a maia binea prina canalul a creditului a bancar, a
efecte a multa maia puternice a decât a celea previzionate a prina viziunea a clasică. a
Investigația a realizată a tinde a săa confirme a a unuia astfel a dea canal a îna Austria a îna
anumite a perioade. a Variabilele a financiare a reprezintă a determinanți a semnificativi a aia
cererii a dea investire, a manifestându -sea laa nivelul a tuturor a firmelor a analizate. a Îna
pofida a aa ceeaa cea s-aa sugerat a anterior, a creșterea a vânzărilor a aa condus a laa explicarea a
comportamentu luia investițional a atunci a când a nua sunta luate a îna considerare a altea
variabile a financiare. a Îna general, a atâta șia semnificația, a câta șia elasticitatea a pea termen a
lunga aa creșterii a vânzărilor a scada atunci a când a variabilele a financiare a sunta incluse a îna
regresie. a Maia mult, a există a șia oa mare a distincție a întrea aceste a grupuri a dea firme: a
firmele a maia tinere a tinda săa depindă a maia multa dea vânzări a decât a altea grupuri a dea
firme. a Dina nou,a precum a îna studiul a precedent, a vedem a oa problema a aa canalului a dea
credit a manifestându -sea îna cadrul a firmelor, a saua băncilor, a carea nua dețin a lichiditățile a
dea a-șia acoperi a afacerea a atunci a când a politica a monetară a devine a restrictivă. a a
Canalul a rateia dea dobânda a estea șia ela prezent, a însăa maia slaba șia doara
valabil a îna cazul a unora anumite a grupuri a dea firme. a Mărimea a șia semnificația a
efectului a costului a dea capital a asupra a investiției a depind a nua doara dea tipula dea firmă, a
dara șia dea altea variabile a incluse a îna regresie, a carea capturează a asimetria a
informațională, a accesul a laa capital, a precum a șia piețele a financiare, a etc.a a Îna
concluzie, a rațiaa lichidității a tinde a aa părea a cela maia important a factor a determinant a ala
cererii a dea investire a îna Austria. a Estea aproape a îna toate a cazurile a semnificant, a iara
mărimea a efectului a saua estea multa maia mare a decât a mărimea a oricărei a altea variabile a
luate a îna considerare. a Cua toate a acestea, a efectul a totala estea condiționat a dea către a altea
caracteristici a alea firmelor a pusea îna discuție. a
10 Engl. a “The a credit a channel a anda thea investment a behaviour a ina Austria”, a Maria a Valderrama, a
Decembrie a 2003.
19
Studiul a arată a căa firmele a pota fia capabile a săa minimizeze a dependență a dea
fonduri a interne a prina utilizarea a liniia dea credit a saua aa menține a relații a apropriate a cua
oa banca a dina țară.a Deșia aceste a tipuri a dea relații a tinda săa afecteze a canalul a dea
credit, a elea nua afectează a neapărat a șia canalul a dobânzii a atunci a când a acesta a există. a a
Acest a lucru a confirmă a faptul a căa aceste a principii a para aa ajuta a laa depășirea a
obstacolelor a privind a lichiditățile, a dara a nua aplanează a efectul a ratelor a dea dobândă a
asupra a activității a dea investire.
Într-una studiu a realizat a asupra a țărilor a membre a alea Consiliului a dea Cooperare a
ala Golfului11,a autorii a urmăresc a canalele a dea transm isiea alea politicii a monetare a îna
țăria precum a Arabia a Saudită, a Kuwait, a Oman a șia Qatar. a Principalul a obiectiv a ala
acestor a țăria estea săa îșia mențină a regimul a cursului a valutar a laa oa ratăa fixă.a Îna timpa
cea cursurile a dea schimb a depind a dea dolarul a american, a băncile a centrale a alea CCG a
aua perspective a limitate a îna politica a monetară a discreționară, a prina urmare, a principala a
responsabilitate a pentru a stabilizarea a macroeconomică a șia aa cererii a dea pea piață a picăa
pea seama a instuțiilor a fiscale a și,a maia puțin, a pea seama a reglementărilor a
macroprudențiale. a
Ceea a cea autorii a susțin a îna privința a mecanismului a dea transmisie a aa politicii a
monetare a prina canalul a rateia dea dobândă a estea căa acesta a nua parea săa aibăa una rola
atâta dea important a precum a canalul a creditului. a Rezultatele a prezentate a îna lucrare a para
săa indice a căa rataa dea dobândă a area oa semnificație a importantă a asupra a non-
carburanților a șia aa indicelul a prețurilor a dea consum, a îna timpa cea canalul a cursului a dea
schimb a nua parea săa aibăa una rola important a îna transmisia a monetară. a
Aceste a rezultate a sunta îna concordanță a șia cua studiile a realizate a dea autorii a
Espinoza a șia Prasad a (2012) a asupra a țărilor a membre a alea Consiliului a dea Cooperare a ala
Golfului, a dara șia îna concordanță a cua altea studii a realizate a asupra a țărilor a precum a
Danemarca a șia Hong a Kong, a carea funcționează a pea bazaa unuia regim a ala cursului a dea
schimb a fix.a
11 Engl. a “Monetary a Policy a Transmission a ina thea GCC a Countries”, a Raphael a Espinoza a sia
Ananthakrishnan a Prasad.
20
Îna studiul a intitutulat a “Mecanisme a dea transmisie a aa politicii a monetare a îna
Egipt ”12,a autorii a Ronia a Al-Mashat a șia Andreras a Billmeier a examinează a mecanismele a
dea dea transmisie a pea fondul a intenției a băncii a centrale a dea aa țintia inflația. a a Îna ceeaa
cea privește a canalul a rateia dea dobândă, a îna perioada a 1996 -2005, a banca a centrală a
egipteană a nua aa deținut a una control a consistent a asupra a indicatorilor a bazați a pea rataa
dea dobândă. a După a problemele a dea lichiditate a dina aniia 2000 -2001, a Banca a Centrală a
Europeană a aa susținut a lansarea a uneia piețe a interbancare a îna moneda a domestică. a
Acest a lucru a aa determinat a oa creștere a aa impactului a rateia dea dobânda a pea termen a
scurt. a Înainte a dea introducerea a pieței a interbancare a overnight, a politica a rateia dea
dobândă a pea termen a scurt a oscila a numai a într-oa bandă a limitată, a făcând -oa una
indicator a slaba ala politicii a monetare.
Piața a interbancară a domestică a aa produselor a overnight a aa fosta introdusă a abiaa
îna anula 2001 a îna Egipt, a iara atunci a s-aa observat a pentru a prima a datăa volatilitatea a
rateia dea dobândă a laa produsele a overnight. a a Succesiunea a unora șocuri a exogene a îna
aniia 1996 -97a –a declinul a prețurilor a petroliere a internaționale, a criza a dina estul a Asiei, a
atacurile a Luxor a –a aua determinat a oa slăbire a îna poziția a externă a aa Egiptului a îna ceeaa
cea privește a influxurile a dea capital a șia veniturile a dina turism a obținute. a Aceste a șocuri, a
combinate a cua oa politica a monetară a șia fiscală a slabă, a aua condus a laa creșterea a
deficitului a dea conta curent. a
Deteriorarea a balanței a dea plăția aa Egiptului a întrea aniia 1997 -2000 a aa prezentat a
oa problemă a îna ceeaa cea privește a dezvoltarea a uneia politici a adecvate a dina partea a
BCE, a îna contextul a multiplelor a obiective a necesar a aa fia vizate. a Pea de-oa parte, a
creșterea a economică a puternică a aa fosta oa prioritate, a îna moda special a fiind a datăa
importanța a creării a noilor a oportunități a dea muncă a îna sectoarele a private a șia publice. a
Pea dea altăa parte, a menținerea a credibilității a monedei a naționale a șia menținerea a uneia
ancore a asupra a cursului a dea schimb a aua prezentat a oa importanță a similară.
Una canal a ala rateia dea dobânda a funcțional a estea crucial a îna transmisia a politicii a
monetare a îna econo mie,a inclusiv a îna sistemul a bancar. a Fărăa aceasta, a capacitatea a
băncii a centrale a dea aa influența a activitatea a reală a dina economie a estea limitată.
12 Thea Monetary a Transmission a Mechanism a ina Egypt,”Rania a Al-Mashata anda Andreas a Billmeier, a 2007.
21
Modelul a dea autoregresie a include a indicatorii a precum a ratele a dea dobândă a alea
certificatelor a dea trezorerie a laa treia șia șasea luni,a ratele a dea dobândă a laa împrumuturi, a
precum a șia strategia a dea politică a monetară. a Rezultatele a dea cauzalitate a dea tipa
Granger a dintre a aceste a ratea dea dobândă a șia strategia a dea politică a monetară a
sugerează a căa acestea a sunta relativ a necorelate a întrea ele,a iara ipoteza a nulăa poate a fia
respinsă a laa una nivel a dea 10%a îna majoritatea a acestor a relații.
Îna moda special, a strategia a dea politică a monetară a parea săa răspundă a
cauzalității a dea tipa Granger a numai a îna cazul a relației a dintre a politica a monetară a șia
ratele a dea dobândă a laa treia lunia pentru a depozite, a însăa nua șia vice-versa, a iara rataa laa
depozite a pea treia lunia area una anumit a impact a asupra a rateia dea dobândă a aa
creditelor. a
Absența a uneia politici a eficiente a asupra a rateia dea dobândă a înainte a dea
introducerea a produselor a overnight a indică a faptul a căa mecanismul a dea transmisie a estea
împiedicat a pea termen a scurt, a îna moda special a îna ceeaa cea privește a strategia a dea
politică a monetară, a însăa există a dovezi a căa acest a mecanism a estea afectat a pea termen a
lung. a
Îna concluzie, a principalele a rezultate a empirice a îna Egipt a îna ceeaa cea privește a
semnalele a datea dea către a rataa dea dobândă a susțin a importanța a acestui a canal a îna
mecanismul a dea transmisie a aa politicii a monetare, a dara semnificația a șia amplitudinea a
rezultatelor a nua estea satisfăcătoare. a Îna perioada a analizată, a anume a 1995 -2005, a
canalul a rateia dea dobândă a area una efect a slaba îna Egipt. a Cua toate a acestea, a pea
fondul a introducerii a depozitelor a overnight, a canalul a rateia dea dobândă a continuă a săa
joace a una rola important a îna transmisia a politicii a monetare, a crescând a efectul a
impactului a șocurilor a îna moda drastic .a
22
CAPITOLU La II
Îna lucrarea a prezentă a ne-ama propus a analiza a transmisiei a rateia dobânzii a dea
politică a monetară a îna rataa dobânzii a dea pea piața a monetară a șia cuma aceasta a dina
urma a sea transmite a maia departe a către a gospodării, a prina rataa dobânzii a laa credite, a
practicate a dea către a instituțiile a financiare .a Îna contextul a economic a recent, a anume a
criza a financiară a globală a carea aa redus a eficiența a transmiterii a ratelor a dea dobândă a dea
politică a monetară a îna ratele a dea dobândă a dina piața a monetară a șia celea practicate a
pentru a populație, a estea important a săa înțelegem a felula îna carea sunta absorbite a aceste a
semnale .a Întârzierile a cua carea sea ajustează a ratele a dea dobândă a sunta strâns a legate a
dea ideea a căa activităț ilea bancare a sunta condiționate a dea existenta a unora costuri a
generate a dea asime triaa dea informație, a ceeaa cea conduce a laa fenome nea riscante a dea
tipula selecției a adverse a (atragerea a dea către a banca a dea debitori a cua una grada ridicat a
dea risc), a dara șia hazard a moral a (fenomen a carea area loca atunci a când a instituțiile a carea
contractează a împrumuturi a sunta maia predispuse a laa contractare aa unora proiecte a maia
riscante). a Acest a lucru a poate a conduce a laa diminuarea a veniturilor a așteptate a dea către a
bancă a și,a caa reacție a ,a acestea a optează a săa nua mărească a ratele a dea dobândă a alea
creditelor a îna acceași a proporție a precum a ratele a dea dobânda a dea pea piață a monetară. a
Criza a globală a recentă a aa creat a disfuncționalități a îna transmisia a ratelor a dea
dobândă a practicate a dea actorii a dina sistemul a bancar. a Modificarea a rateia dea dobândă a
dea politică a monetară a nua area efecte a proporționale a șia imediate a asupra a ratelor a dea
dobândă a menționate a anterior a deoarece, a optimizarea a activității a realizate a dea către a
băncile a comerciale a facea ca,a uneori, a deviațiile a dea laa nivelele a proiectate a dea către a
banca a centrală a săa fiea optime a dina punct a dea vedere a ala acestui a sector. a Modificările a
ratelor a dea dobândă a practicate a dea către a oa banca a centrală a pota conduce a atâta laa
profit a câta șia laa pierdere a îna cadrul a acestor a bănci a comerciale, a carea alega săa
transmită a aceste a modificări a clienților a săi,a îna funcție a dea direcția a modificărilor, a dara
șia dea natura a rateia dea dobândă. a
Transmisia a modificărilor a nua estea imediată a deoarece, a pea de-oa parte, a există a
anumite a costuri a dea ajustare a aa “prețurilor” a practicate a și,a pea dea altăa parte, a
optimizarea a activității a poate a determina a una asemenea a comportament a (tipul a poziției a
deținute a dea banca a pea piață a monetară, a concurență a bancară, a etc.). a Autorii a Borio a șia
Fritz a (1995) a susțin a căa există a oa asimetrie a îna procesul a dea transmisie a dina cauza a
măsurii a diferite a cua carea ratele a dobânzilor a reacționează, a îna funcție a dea sensul a dea
23
evoluție a ala dobânzilor a bancare, a dea amplitudinea a acestei a variații, a dara șia dea
poziționarea a dobânzilor a îna raport a cua nivelul a dea echilibru a pea termen a lung. a Aceste a
rezultate a nua sunta însăa susținute a șia dea către a alția autori a precum a Sander a șia
Kleimeier a (2000) a carea încearcă a săa distingă a variațiile a anticipate a șia celea neanticipate a
alea dobânzii a interbancare, a susținând a faptul a căa ratele a dea dobânda a reacționează a maia
rapid a îna cazul a variațiilor a așteptate. a Acest a lucru a poate a fia considerat a una argument a
relevant a atunci a când a estea dezbătută a problematica a transparenței a politicii a monetare.
Aplicația a empirică a presupune a estimarea a pass-through -uluia politicii a monetare a
către a piața a monetară a șia passthrough -ula pieței a monetare a îna dobânzile a practicate a
pentru a populație a dea către a instituțiile a dea credit. a Analiza a estea făcută a pea cazul a
României a îna comparație a cua încăa 4a țări:a Republica a Cehă, a Ungaria, a Marea a Britanie a
șia Suedia. a
Pentru a oa astfel a dea analiză a estea nevoie a dea oa metodologie a dea cointegrare a
întrea variabile, a alături a dea una model a dea corecție a ala erorilor, a astfel a putem a exploata a
relația a pea termen a lunga carea există a întrea ratele a dobânzii a dea pea piață a (fiea dea
politică a monetară, a reprezentativă a aa pieței a monetare a saua ceaa practică a pentru a
populație) a șia deviații a pea termen a scurt a înregistrate. a Aceste a aspecte a sunta măsurate a
prina următoarele a ecuații:
it=a c0a +a c1*i_pm ta +a uta (1)
∆ita =a a0a +a a1*∆i_pm ta +a a2*∆i t-1a +a λ*(a it-1a -a c0a -a c1*i_pm t-1)a +a
eta (2)
Ecuația a (1)a transpune a relația a pea termen a lung, a îna carea parametrul a c1a
reprezintă a coeficientul a dea pass-through a pea termen a lunga –a câta dina creșterea a (saua
scăderea) a dobânzii a dea politică a monetară a (i_pm t)a sea transmite a maia departe a îna
dobânda a reprezentativă a aa pieței a monetare a (it).a Constanta a (c0)a poate a fia asimilată a
uneia marje a (îna deosebi a îna contextul a îna carea analizăm a efectul a asupra a dobânzilor a
practicate a dea instituțiile a dea credit), a iara uta estea termenul a dea eroare.
Cointegrarea a pentru a una model a simplu a presupune a căa îna primaa fazăa
variabilele a considerate a sunta nestaționare a (adică a aua oa rădăcină a unitate), a iara după a
cea estimăm a parametrii a printr -una model a dea regresie, a reziduul a estea staționar.
24
Ecuația a (2)a descrie a modelul a cua corecție a ala erorilor a (influențele a pea termen a
scurt): a a1a măsoară a pass-through a pea termen a scurt, a dea laa oa lunăa laa alta,a
parametrul a a2a arată a persistența a dobânzilor a pea termen a scurt, a iara λa estea asociat a
reziduului a dina relația a pea termen a lunga decalat a cua oa perioadă a șia estea folosit a
pentru a aa descrie a viteza a dea ajustare a către a echilibru a –a practic a cea procent a dina
deviațiile a posibile a înregistrate a dea variabila a rataa dobânzii a estea corectată a îna fiecare a
lună; a valoarea a acestui a parametru a trebuie a săa fiea negativ a pentru a aa putea a fia
considerat a una sistem a dea corecție a aa dezechilibrelor.
Pentru a aa analiza a pass-through -ula pieței a monetare a îna dobânzile a gospodăriilor a
voma înlocui a varianta a dependentă a cua rataa dobânzii a laa credite a contractate a dea către a
gospodării a (I_GOSP), a iara variabila a explicativă a devine a rataa dobânzii a pea termen a
scurt, a maia exact a referința a pieței a monetare. a Toția parametrii a vora aveaa aceeași a
interpretare a caa maia devreme.
Vom a estima a îna continuare a pass-through -ula pentru a fiecare a țarăa îna parte a (atâta
îna piața a monetară, a câta șia îna piața a retail), a urmând a caa laa finala săa realizăm a oa
comparație a întrea celea 5a țăria considerate a îna grup.
Criza a dina 2008 a aa avuta una impact a puternic, a motiv a pentru a carea voma
analiza a modelul a ECM a șia într-oa variantă a îna carea voma include a oa variabilă a dummy a
pentru a aa ținea conta dea această a modificare a îna conduita a politicii a monetare.
Una alta element a pea carea îla voma puncta a estea stabilitatea a relației a îna timp, a
prina intermediul a testului a CUSUM a șia CUSUMQ, a dara șia magnitudinea a cua carea s-aa
modificat a pass-through -ula pea ambele a orizonturi, a printr -oa estimare a recursivă a aa
relației a pea termen a lunga șia pea termen a scurt.
Datele a aua frecvență a lunară a șia sunta disponibile a pentru a perioada a 2005M01 a –a
2016M12.
25
II.1. Pass -through -ula ratelor a dea dobândă a ina Rom ânia.a
Descrierea a datelor. a Îna aniia premergători a crizei a ratele a dobânzii a considerate a îna
analiză a (Ia –a rataa dobânzii a pea termen a scurt, a I_PM a –a rataa dobânzii a dea politică a
monetară a șia I_GOSP a –a rataa dobânzii a laa creditele a acordate a gospodăriilor) a aua avuta
oa tendință a dea creștere a caa măsură a dea temperare a aa ciclului a economic, a ulterior a
trendul a dobânzilor a estea dea scădere a generalizată a până a îna prezent; a I_PM a aa fosta
redusă a dea laa nivelul a maxim a dea 10,25% a laa 1,75%, a piața a monetară a aa atins a una
minim a dea 0,57%, a iara rataa medie a aa I_GOSP a aa fosta dea aproximativ a 13%. a Oa
situație a interesantă a înregistrăm a pentru a spread -ula întrea rataa dobânzii a laa creditele a
gospodăriilor a șia ceaa dina piața a monetară: a după a 2008 a observăm a oa ușoară a creștere a
șia menținere a aa marjei, a ceeaa cea denotă a una preța ala riscului a carea nua aa fosta
administrat a corespunzător.
I I_PM I_GOSP SPREAD
a Mean a 5.957232 a 5.875000 a 12.58079 a 6.623553
a Median a 5.600000 a 6.250000 a 12.42065 a 7.360000
a Maximum a 18.21000 a 10.25000 a 19.96000 a 9.740000
a Minimum a 0.570000 a 1.750000 a 6.550000 -2.650000
a Std.a Dev. a 3.836248 a 2.534003 a 2.990250 a 2.140251
a Skewness a 0.765304 a 0.013452 a 0.551132 -1.587692
a Kurtosis a 3.301606 a 2.165371 a 3.025931 a 5.836720
26
Staționaritatea .a Pentru a aa verifica a staționaritatea a seriilor a dea datea voma considera a
testul a ADF a (Augmented a Dickey -Fuller) a șia PPa (Phillips a Perron ),a ambele a cua
ipoteza a nulăa căa seria a nua estea staționară a (prezintă a oa rădăcine a unitate). a După a
probabilită ția putem a sumariza a căa variabilele a noastre a nua sunta staționare a îna nivel, a cua
excepția a rateia dea politică a monetară a (I_PM), a dara pentru a aa putea a analiza a pass-
through -ula voma considera a căa există a una trend a comun, a cela puțin a laa nivel a teoretic.
Variabile a îna nivel
I I_PM I_GOSP Resid_PM Resid_GOSP
ADF Constantă a inclusă 0,2640 0,0688 0,6938 0,0377 0,1170
Trend a inclus 0,3683 0,0090 0,3973 0,1477 0,3323
Fărăa constantă a șia trend 0,0206 0,0056 0,4175 0,0029 0,0121
PP Constantă a inclusă 0,2170 0,0383 0,7894 0,0352 0,1013
Trend a inclus 0,2237 0,0055 0,6299 0,1402 0,2995
Fărăa constantă a șia trend 0,0250 0,0031 0,3571 0,0026 0,0100
Variabile a îna diferență
048121620
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I
024681012141618
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I_PM
6810121416182022
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I_GOSP
-4-20246810
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16SPREAD
27
I I_PM I_GOSP Resid_PM Resid_GOSP
ADF Constantă a inclusă 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Trend a inclus 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Fărăa constantă a șia trend 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
PP Constantă a inclusă 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Trend a inclus 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Fărăa constantă a șia trend 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Reziduurile a celor a 2a ecuații a pea termen a lunga (Resid_PM a șia Resid_GOSP )a prezintă a
una comportament a staționar, a decia variabilele a considerate a sunta cointegrate.
Relația a pea termen a lung. a Pentru a prima a ecuație a înregistrăm a oa valoare a aa pass-
through -uluia dea peste a 100% a (1,09), a semnificativ a statistic, a potrivit a probabilității a
asociate a carea estea zero. a Constanta a prezintă a oa valoare a negativă a șia estea dea
asemenea a semnificativă a pentru a una praga dea 5%.
Modelul a area oa putere a dea explicitare a aa dobânzii a dina piața a monetară a dea 78%a
(potrivit a indicatorului a R2a ajustat).
Dependent a Variable: a I
Method: a Least a Squares
Sample: a 2005M01 a 2016M12
Included a observations: a 136
Variable Coefficient Std.a Error t-Statistic Prob. a a
C -0.836711 0.357862 -2.338083 0.0209
I_PM 1.092045 0.049485 22.06820 0.0000
R-squared 0.784221 a a a a Mean a dependent a
var 6.357941
Adjusted a R-squared 0.782611 a a a a S.D.a dependent a var 3.691025
S.E.a ofa regression 1.720942 a a a a Akaike a infoa criterion 3.938217
Suma squared a resid 396.8600 a a a a Schwarz a criterion 3.981051
Loga likelihood -265.7988 a a a a Hannan -Quinn a criter. 3.955624
F-statistic 487.0053 a a a a Durbin -Watson a stat 0.238033
Prob(F -statistic) 0.000000
28
Pentru a mecanismul a alternativ a testat a (pass -through -ula pieței a monetare), a coeficientul a
dea transmisie a estea inferior a valorii a 1a (0,64), a iara constanta a carea măsoara a efectul a
marjei a estea dea 8,71a –a ambii a coeficienți a prezintă a valori a semnificative a statistic.
Dependent a Variable: a I_GOSP
Method: a Least a Squares
Sample a (adjusted): a 2007M01 a 2016M12
Included a observations: a 112a aftera adjustments
Variable Coefficient Std.a Error t-Statistic Prob. a a
C 8.719538 0.292125 29.84861 0.0000
I 0.648161 0.041282 15.70074 0.0000
R-squared 0.691456 a a a a Mean a dependent a
var 12.58079
Adjusted a R-squared 0.688651 a a a a S.D.a dependent a var 2.990250
S.E.a ofa regression 1.668519 a a a a Akaike a infoa criterion 3.879446
Suma squared a resid 306.2352 a a a a Schwarz a criterion 3.927990
Loga likelihood -215.2490 a a a a Hannan -Quinn a criter. 3.899142
F-statistic 246.5131 a a a a Durbin -Watson a stat 0.221845
Prob(F -statistic) 0.000000
Relația a pea termen a scurt .
Mecanismul a politicii a monetare a pea termen a scurt a prezintă a următoarele a caracteristici: a
coeficientul a dea transmisie a area valoarea a maia mică a fațăa dea cazul a anterior, a 0,64, a iara
persistența a dobânzii a dina piața a monetară a estea dea 0,17; a una alta element a important a
estea viteza a dea ajustare: a aproximativ a 13%a dina dezechilibru a estea ajustat a îna fiecare a
perioadă. a Dina punct a dea vedere a ala relevanței a doara coeficientul a dea transmie a șia cela
dea ajustare a confirmă a acest a aspect. a Valoarea a luia R2a ajustat a estea relativ a scăzut, a
doara 15%.
Dependent a Variable: a D(I)
Method: a Least a Squares
Sample a (adjusted): a 2005M03 a 2016M12
Included a observations: a 134a aftera adjustments
Variable Coefficient Std.a Error t-Statistic Prob. a a
C 0.003095 0.067748 0.045688 0.9636
D(I_PM) 0.643632 0.155140 4.148728 0.0001
D(I(-1)) 0.179557 0.082791 2.168806 0.0319
RESID_PM( -1) -0.127086 0.042534 -2.987832 0.0034
29
R-squared 0.174015 a a a a Mean a dependent a
var -0.086194
Adjusted a R-squared 0.154954 a a a a S.D.a dependent a var 0.824930
S.E.a ofa regression 0.758328 a a a a Akaike a infoa criterion 2.313996
Suma squared a resid 74.75805 a a a a Schwarz a criterion 2.400498
Loga likelihood -151.0377 a a a a Hannan -Quinn a criter. 2.349148
F-statistic 9.129282 a a a a Durbin -Watson a stat 2.239501
Prob(F -statistic) 0.000016
Atunci a când a introducem a variabila a dummy a obervăm a faptul a căa pass-through -ula pea
termen a scurt a crește a cua 0,04, a coeficientul a dea persistență a îșia reduce a influența, a iara
viteza a dea ajustare a crește a (dea laa 0,13a laa 0,16). a Dea asemenea, a toția coeficienții a cua
excepția a constantei a sunta relevanți a statistic a pentru a una praga dea 5%,a iara puterea a dea
explicitarea a aa variabilelor a crește a semnificativ a (aproximativ a 50%a dea laa oa valoare a
dea 16%).
Dependent a Variable: a D(I)
Method: a Least a Squares
Sample a (adjusted): a 2005M03 a 2016M12
Included a observations: a 134a aftera adjustments
Variable Coefficient Std.a Error t-Statistic Prob. a a
C -0.037258 0.052885 -0.704513 0.4824
D(I_PM) 0.687841 0.120788 5.694619 0.0000
D(I(-1)) 0.142022 0.064536 2.200666 0.0295
RESID_PM( -1) -0.161245 0.033295 -4.842861 0.0000
@ISPERIOD("2008M10") 5.547068 0.598877 9.262445 0.0000
R-squared 0.503931 a a a a Mean a dependent a
var -0.086194
Adjusted a R-squared 0.488549 a a a a S.D.a dependent a var 0.824930
S.E.a ofa regression 0.589955 a a a a Akaike a infoa criterion 1.819059
Suma squared a resid 44.89808 a a a a Schwarz a criterion 1.927188
Loga likelihood -116.8770 a a a a Hannan -Quinn a criter. 1.862999
F-statistic 32.76113 a a a a Durbin -Watson a stat 1.804808
Prob(F -statistic) 0.000000
Analizând a ecuația a pass-through -ula pea termen a scurt, a determinat a dea piața a monetară, a
observăm a una mecanism a dea transmisie a cua impact a negativ a (coeficientul a asociat a
dobânzii a dea pea piața a monetară a area valoarea a dea -0,06), a dara nua prezintă a relevanță a
statistică. a Persistența a rateia dobânzii a laa creditele a populației a estea dea 0,26, a iara
viteaza a dea ajustare a nea indică a oa corecție a îna procent a dea 17%a pentru a fiecare a
perioadă; a ultimii a 2a coeficienți a sunta relevanți, a dara R2a estea relativ a mic,a doara 29%.
Dependent a Variable: a D(I_GOSP)
Method: a Least a Squares
Sample a (adjusted): a 2007M03 a 2016M12
Included a observations: a 110a aftera adjustments
30
Variable Coefficient Std.a Error t-Statistic Prob. a a
C -0.028793 0.048147 -0.598022 0.5511
D(I) -0.057742 0.060620 -0.952532 0.3430
D(I_GOSP( -1)) 0.268089 0.081265 3.298960 0.0013
RESID_GOSP( -1) -0.165956 0.029539 -5.618190 0.0000
R-squared 0.311225 a a a a Mean a dependent a
var -0.039545
Adjusted a R-squared 0.291732 a a a a S.D.a dependent a var 0.596348
S.E.a ofa regression 0.501879 a a a a Akaike a infoa criterion 1.494769
Suma squared a resid 26.69950 a a a a Schwarz a criterion 1.592968
Loga likelihood -78.21227 a a a a Hannan -Quinn a criter. 1.534599
F-statistic 15.96548 a a a a Durbin -Watson a stat 1.887865
Prob(F -statistic) 0.000000
Stabilitatea a relației a îna timp. a Relația a pea termen a lunga prezintă a instabilitate a îna
perioda a dea criză a șia observă a oa revenire a îna benzile a dea încredere a începând a cua anula
2014. a Pass-through -ula pea termen a pea lunga (măsurat a prina coeficientul a c(2)) a aa avuta
una trend a dea creștere a înpând a cua 2007.
Testul a CUSUM, a CUSUMQ a șia estimarea a recursivă a aa parametrilor a pentru a pass-through -uluia
politicii a monetare a (relația a pea termen a lung)
-40-200204060
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16
CUSUM 5% Significance-0.20.00.20.40.60.81.01.2
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16
CUSUM of Squares 5% Significance
-60-50-40-30-20-10010
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 1516
Recursive C(1) Estimates
± 2 S.E.012345
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 1516
Recursive C(2) Estimates
± 2 S.E.
31
Testul a CUSUM, a CUSUMQ a șia estimarea a recursivă a aa parametrilor a pentru a pass-through -uluia
politicii a monetare a (relația a pea termen a scurt)
-40-30-20-10010203040
2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
CUSUM 5% Significance-0.20.00.20.40.60.81.01.2
2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
CUSUM of Squares 5% Significance
-10-8-6-4-202
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 1516
Recursive C(1) Estimates
± 2 S.E.-0.50.00.51.01.52.0
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 1516
Recursive C(2) Estimates
± 2 S.E.
-0.40.00.40.81.2
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 1516
Recursive C(3) Estimates
± 2 S.E.-2.5-2.0-1.5-1.0-0.50.00.5
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 1516
Recursive C(4) Estimates
± 2 S.E.
32
Relația a pea termen a scurt a urmează a aceeași a tendință a instabilă, a chiar a șia îna varianta a
îna carea includem a oa variabilă a dummy a pentru a criză. a Pass-through -ula pea termen a
scurt a (măsurat a prina c(2)) a area una salta îna anula 2008, a ulterior a nua maia înregistrează a
mișcări a notabile; a estimarea a recursivă a cua varianta a dummy a nua maia prezintă a acest a
salta șia estea relativ a constant.
Testul a CUSUM, a CUSUMQ a șia estimarea a recursivă a aa parametrilor a pentru a pass-through -uluia
politicii a monetare a (relația a pea termen a scurt, a variabilă a dummy a inclusă)
II.2. Pass -through -ula ratelor a dea dobanda a ina Cehia
Descrierea a datelor. a Trendul a dea relaxare a aa politicii a monetare a estea remarcat a dupăa
anula 2008, a când a dobânda a dea politică a monetară a aa început a săa fiea redusă a dea laa
pragul a dea 3,75% a până a laa minimul a dea 0,75%, a indicele a pieței a monetare a aa preluat a
conduita a politicii a monetare, a atingând a dea asemenea a valoarea a minimă a îna ultima a
perioadă a aa eșantionului a (0,28%). a Rataa dobânzii a laa creditele a populației a aa scăzu ta
într-una ritma maia lenta (mediea a perioadei a estea dea 6,39%, a iara minimul a atins a estea
dea 4,36%), a iara aceeași a creștere a aa spread -uluia estea observată a șia îna cazul a Cehiei, a
-30-20-100102030
IVIIIIIIIVIIIIIIIVIIIIIIIVIIIIIIIVIIIIIIIVIIIIIIIVIIIIIIIVIII
2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
CUSUM 5% Significance-0.20.00.20.40.60.81.01.2
IVIIIIIIIVIIIIIIIVIIIIIIIVIIIIIIIVIIIIIIIVIIIIIIIVIIIIIIIVIII
2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
CUSUM of Squares 5% Significance-.3-.2-.1.0.1.2.3
2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
Recursive C(1) Estimates
± 2 S.E.
0.20.40.60.81.01.2
2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
Recursive C(2) Estimates
± 2 S.E.-.2-.1.0.1.2.3.4
2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
Recursive C(3) Estimates
± 2 S.E.-.30-.25-.20-.15-.10-.05.00
2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
Recursive C(4) Estimates
± 2 S.E.
345678
2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
Recursive C(5) Estimates
± 2 S.E.
33
cua toate a căa începând a cua 2015 a sea observă a oa îmbunătățire, a îna sensul a micșorării a
(media a spreadului a aa fosta dea 4,78%).
Sursa: a grafic a realizat a pea bazaa datelor a utilizate.
Staționaritatea .a Potrivit a probabilităților a asociate a testelor a ADF a șia PP,a seriile a ratelor a
dobânzii a nua aua fosta staționare a îna nivel, a fiind a suficient a oa singură a diferențiere a
pentru a aa atinge a acest a aspect.
Resid_PM a șia Resid_GOSP a prezintă a una comportament a staționar, a maia puțin a situația a
îna carea folosim a specificația a testelor a cua trend. a Prina celea prezentate a putem a
considera a căa există a relație a dea cointegrare a întrea variabile, a pentru a fiecare a pass-
through a pea carea îla analizăm.
Relația a pea termen a lung. a Pass-through -ula estea dea aproximativ a 100% a (0,97), a iara
constantă a prezintă a oa valoare a pozitivă, a ambii a coeficienți a fiind a relevanți a statistic a
pentru a una praga dea 1%.a R2a ajustat a indică a oa valoare a ridicată a –a 96%.
Pass-through -ula pieței a monetare a estea dea 0,57a cua oa valoare a aa marjei a asociate a dea
5,46, a ambele a valori a fiind a relevante a pentru a una praga statistic a dea 1%.
012345
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I
0.00.51.01.52.02.53.03.54.0
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I_PM
4.04.55.05.56.06.57.07.58.08.5
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I_GOSP
2.53.03.54.04.55.05.56.06.57.0
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16SPREAD
34
Relația a pea termen a scurt .a Pea termen a scurt, a mecanismul a politicii a monetare a estea
caracterizat a dea următoarele: a pass-through -ula area valoarea a dea 0,25, a cua oa valoare a aa
persistenței a dobânzii a dina piața a monetară a dea 0,36; a viteza a prina carea sea ajustează a laa
relație a pea termen a lunga estea dea 23%a îna fiecare a perioadă, a iara relevanța a pera totala
aa modelului, a redată a dea R2a ajustat, a estea dea 57%; a toția coeficienții a maia puțin a
constanta a sunta relevanți.
Îna specificația a cua variabila a dummy ,a pass-through -ula pea termen a scurt a rămâne, a
persistența a șia a viteza a dea ajustare a nua suferă a modificări a notabile, a doara puterea a dea
explicitarea a aa variabilelor a crește a (63%).
Piațaa monetară a estea caracterizată a dea oa valoare a aa pass-through -ula pea termen a scurt a
marginal a negativă a (-0,007) a șia dea oa persistență a cua același a semn a (-0,15). a Pea
termen a înregistrăm a oa viteză a dea ajustare a redusă, a dea suba 10%a îna fiecare a lună; a
doara coeficientul a vitezei a dea ajustare a estea statistic a important, a iara modelul a
reprezintă a foarte a slaba evoluția a dobânzii a laa creditele a populației a (R2a ajustat a estea
7%).
Stabilitatea a relației a îna timp. a Perioada a crizei a estea ceaa semnalată a dea CUSUM a șia
CUSUMQ a caa fiind a instabilă, a iara îna acest a sensa pass-thrugh -ula și-aa redus a dina
impact a (1,2a laa 0,8).
Aceeași a perioadă a dea instabilitate a estea valabilă a pentru a relația a pea termen a scurt. a Sea
remar căa oa reducere a aa coeficientului a dea transmisie a pea termen a scurt, a dea laa 0,4a laa
aproape a dea zero. a
II.3. Pass -through -ula ratelor a dea dobanda a ina Ungaria
Descrierea a datelor. a Îna cazul a Ungariei, a evolu țiaa dobânzilor a aa avuta una trend a dea
reducere a susținut a după a anula 2012, a după a cea îna perioada a imediat a următoare a crizei a
dina 2008, a banca a centrală a aa data semnale a pentru a una noua ciclu a monetar, a practic a îna
2008 a aua redus a dobânda a pentru a aa acomoda a șocul, a aua crescut -o,a iara ulterior a aua
inversat a mișcarea, a cua efecte a directe a îna piața a monetară.
Cua toate a căa dobânda a dea politică a monetară a șia ceaa dea referință a dina piața a
monetară a sunta aproape a dea valori a minim a istorice a (1,05%, a respectiv a 1,14%), a
semnalul a nua aa avuta oa transmisie a preaa puternică a îna dobânzile a practicate a dea bănci a
pentru a gospodării, a astfel a media a spread -uluia estea dea aproximativ a 12%. a
35
a Sursa: a grafic a realizat a pea bazaa datelor a utilizate.
Staționaritatea .a Testele a dea staționaritate a sunta îna favoarea a non-staționarității a seriilor a
dea datea îna nivel, a prima a diferență a fiind a necesară a șia suficientă, a potrivit a
probabilităților a asociate.
Analizând a reziduurile a celor a 2a ecuații a pea termen a lung, a putem a concluzia a căa există a
trend a stocastic a comun, a decia avem a variabile a cointegrate.
Relația a pea termen a lung. a Asemeni a României, a Ungaria a area una coeficient a ala pass-
through -uluia politicii a monetare a dea peste a 100% a (1,03), a semnificativ a statistic, a
potrivit a probabilității a asociate a unuia praga dea 1%.a Valoarea a constantei a area valoarea a
dea 0,14, a nesemnificativă a pentru a niciun a prag, a iara indicatorului a R2a ajustat a estea 96%.
Pentru a mecanismul a alternativ a testat a (pass -through -ula pieței a monetare), a coeficientul a
dea transmisie a estea inferior a valorii a 1a (0,49), a iara constanta a indică a oa valoare a foarte a
ridicată a aa efectul a dea marjă a comercială, a respectiv a oa valoare a dea 14,5% a –a ambii a
coeficienți a prezintă a valori a semnificative a statistic a pentru a 1%a prag.
Relația a pea termen a scurt .a Pea orizontul a scurt, a pass-through -ula estea dea 0,32a
(semnificativ a statistic), a persistența a area valoare a negativă, a apropiată a dea zeroa (-0,04) a
șia nua prezintă a relevanță a statistică a pentru a niciun a prag. a Aproximativ a 45%a dina
024681012
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I
024681012
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I_PM
12141618202224
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I_GOSP
4681012141618
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16SPREAD
36
deviația a estea reglată a îna fiecare a lunăa (probabilitate a asociată a dea 0,00), a iara
capacitatea a modelului a dea aa explica a această a dinamică a estea 32%.
Pentru a cazul a Ungariei a aua fosta folosite a 2a variabile a dummy a pentru a aa ținea conta dea
celea 2a cicluri, a relativ a scurte, a dea politică a monetară, a astfel a transmisia a sea reduce a
nesemnificativ a laa 0,30, a persistența a râmâne a negativă a șia nesemnificativă a statistic, a dara
șia viteza a dea ajustare a scade a ușora laa 40%. a a Modelul a câștigă a laa capacitatea a dea
explicitarea a aa dinamicii a rateia dobânzii a dea referință.
Îna cazul a pass-through -uluia pieței a monetare, a transmisia a pea termen a scurt a estea foarte a
mică a (comparativ a cua efectul a pea termen a lung), a doara 0,06, a cua una coeficient a dea
persistență a asociat a asemeni a dea redus, a dara pozitiv a (0,02). a Viteza a dea reglare a estea
dea 22%a șia estea singurul a coeficient a carea prezintă a semnificație a statistică, a iara R2a
estea 11%.
Stabilitatea a relației a îna timp. a Fațăa dea primele a 2a țăria analizate, a Ungaria a indică a oa
perioadă a dea instabilitate a maia mică, a respectiv a doara 2012 -2013, a îna cazul a testului a
CUSUM a șia 2007 -2008 a potrivit a testului a alternativ a CUSUMQ. a Analiza a recursivă a nea
indică a faptul a căa pass-throg -ula pea termen a lunga s-aa redus a îna timpul a anului a 2008, a
dara aa recuperat a revenind a laa valoare a inițială, a iara după a 2012 a aa început a săa crească a
treptat.
Relația a asociată a analizei a pea termen a scurt a indică a stabilitatea a relației a pea toată a
perioada a dina eșantion, a potrivit a CUSUM, a iara îna cazul a testului a CUSUMQ, a benzile a
nua sunta depășite a semnificativ. a Cua toate a acestea, a estimând a modelul a recursiv, a pass-
through -ula pea termen a scurt a înregistrează a oa modificare, a îna sensul a reducerii, a îna
anula 2008, a iara restul a perioadei a nua maia prezintă a variații.
Celea 2a variabile a dummy a incluse a îna model, a nua aduc a oa îmbunătățire a laa nivelul a
stabilității a saua aa invarianței a coeficientului a dea transmisie. a
II.4. Pass -through -ula ratelor a dea dobanda a ina Anglia
Descrierea a datelor. a Bacan a Anglei a aa redus a dobânda a cheie a dea laa aproximativ a 5%a
(anul a 2008) a laa 0,5% a îna decursul a unuia ana dea zile,a cua impact a puternic a îna
dobânda a dea referință a aa pieței a monetare a șia relativ a puternic a șia pea partea a creditelor a
acordate a populației. a Spread -ula s-aa majorat a după a 2008 a șia îna ultima a perioadă a
înregistrează a reduceri a succesive a –a media a pentru a eșantionul a analizat a estea 5,13%.
37
a Sursa: a grafic a realizat a pea bazaa datelor a utilizate.
Staționaritatea .a După a probabilitățile a furnizate a dea testele a ADF a șia PP,a putem a
sumariza a căa variabilele a noastre a nua sunta staționare a îna nivel, a dara sunta îna diferență.
Reziduurile a ecuațiilor a pea termen a lunga sunta staționare a îna nivel, a ceeaa cea înseamnă a
căa avem a cointegrare a pentru a celea pass-through -uria pea carea lea voma analiza a îna
continuare.
Relația a pea termen a lung. a Pass-through -ula asociat a politicii a monetare a dea peste a
100% a (1,04) a șia valoarea a constantei a estea 0,20; a ambii a parametrii a sunta semnificativi a
pentru a 1%a praga dea semnificație, a iara modelul a explica a 98%a dina dinamica a dobânzii a
dea referință a aa pieței a monetare.
Pentru a mecanismul a dea transmisie a dina piața a monetară a îna ceaa aa creditelor a pentru a
gospodării, a valoarea a coeficientului a estea 0,14a (semnificativ a pentru a una praga dea 5%), a
cua oa valoarea a aa marjei a estimate a dea 7,12, a potrivit a constantei a –a această a valoare a
estea semnificativă a statistic a pentru a 1%.a Puterea a dea explicitarea a estea însăa foarte a
redusă, a doara 3%,a potrivit a indicatorului a R2a ajustat.
01234567
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I
0123456
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I_PM
4567891011
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I_GOSP
024681012
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16SPREAD
38
Relația a pea termen a scurt .a Coeficientul a dea transmisie a area valoarea a apropiată a dea 1a
(0,71), a cua oa persistență a aa relației a dea 0,15a șia oa viteză a dea ajustare a dea 16%a îna
fiecare a lunăa –a țotia coeficienții, a maia puțin a constantă a indică a relevanță a statistică, a
probabilitățile a asociate a sunta maia micia dea 0,01.
Pass-through -ula pea termen a scurt a crește a atunci a introducem a variabilă a dummy a îna
analiză, a respectiv a 0,80, a persistența a sea reduce, a iara viteza a dea reglare a estea marginal a
superioară; a coeficienții a rămân a semnificativi, a dara pentru a una praga maia mare a (5%). a
R2a ajustat a crește a laa 75%.
Ecuația a pass-through -ula pea termen a scurt a pentru a piața a monet arăa nea indică a oa
transmisie a negativă, a dara nua estea șia statistic a relevantă, a persistența a estea 0,06, a iara
ajustarea a sea facea relativ a greu, a suba 1%a îna fiecare a perioadă.
Stabilitatea a relației a îna timp. a Perioadele a dea instabilitate a sunta celea asociate a crizei a
dina 2008, a ambele a testea indică a acest a lucru, a ceeaa cea estea ușora dea explicat, a dina
cauza a șocului a indus. a Sea observă a una impact a puternic a asupra a coeficientului a dea pass-
through: a acesta a dea laa 1,4a laa aproape a 1a șia rămâne a nemodificat.
CUSUM a indică a oa relație a stabilă a aa mecanismului a pea termen a scurt, a dara CUSUMQ a
marchează a instabilitate a dina a până a aproape a dea 2014; a coeficientul a pass-through -uluia
crește a șia rămâne a invariant a pentru a restul a perioadei. a Variabila a dummy a nua aduce a
îmbunătățiri a laa nivelul a testului a CUSUMQ, a dara coeficientul a transmisiei a estea stabil.
II.5. a Pass -through -ula ratelor a dea dobanda a ina Suedia
Descrierea a datelor. a Suedia a aa exerimentat a aceeași a situația a caa Ungaria: a aua redus a
dobânda a ăna timpul a crizei, a apoia aua avuta oa inversare a dea politică a monetară a îna anula
2010, a iara apoia aua continuat a săa reducă a dobânda a cheie a până a laa nivelul a minim a dea
0,00%. a Această a conduită a aa fosta transmisă a îna reducerea a celorlalte a 2a dobânzi, a dara
spread -ula continuă a săa fiea nemodificat a (oa valoare a medie a dea 2,14%).
39
Sursa: a grafic a realizat a pea bazaa datelor a utilizate.
Staționaritatea .a ADF a șia PPa confirmă a lipsa a staționarității a îna nivel, a cua
recomandarea a căa prima a diferență a rezolvă a această a problemă.
Relația a pea termen a lung. a Pentru a prima a ecuație a înregistrăm a oa valoare a aa pass-
through -uluia dea peste a 100% a (1,15), a semnificativ a statistic, a potrivit a probabilității a
asociate a carea estea zero. a Constanta a prezintă a oa valoare a negativă, a dara nua estea
semnificativă a pentru a niciun a prag.
Modelul a area oa putere a dea explicitare a aa dobânzii a dina piața a monetară a dea 89%a
(potrivit a indicatorului a R2a ajustat).
Pentru a mecanismul a alternativ a testat a (pass -through -ula pieței a monetare), a coeficientul a
dea transmisie a estea inferior a valorii a 1a (0,26), a iara constanta a carea măsoara a efectul a
marjei a estea dea 3,49a –a ambii a coeficienți a prezintă a valori a semnificative a statistic.
Relația a pea termen a scurt .a Mecanismul a politicii a monetare a pea termen a scurt a
prezintă a următoarele a caracteristici: a coeficientul a dea transmisie a area valoarea a negativă, a
iara persistența a dobânzii a dina piața a monetară a estea relativ a mare a (0,71); a una alta
element a nesemnificativ a caa valoare a estea viteza a dea ajustare: a aproximativ a 1%a dina
-10123456
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I
012345
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I_PM
2.02.53.03.54.04.55.0
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16I_GOSP
-1012345
05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16SPREAD
40
dezechilibru a estea ajustat a îna fiecare a perioadă. a Dina punct a dea vedere a ala relevanței a
doara coeficientul a dea persistență a confirmă a acest a aspect. a Valoarea a luia R2a ajustat a
estea 43%.
Atunci a când a introducem a variabila a dummy a obervăm a faptul a căa pass-through -ula pea
termen a scurt a rămâne a negativ, a coeficientul a dea persistență a îșia reduce a influența, a iara
viteza a dea ajustare a estea tota mică. a Dea asemenea, a toția coeficienții a cua excepția a
parametrului a dea persistență a șia variabilei a dummy a sunta nerelevanți a statistic a pentru a
niciun a prag, a iara puterea a dea explicitarea a aa variabilelor a crește a (aproximativ a 70%).
Analizând a ecuația a pass-through -ula pea termen a scurt, a determinat a dea piața a monetară, a
observăm a una mecanism a dea transmisie a cua impact a scăzut a (coeficientul a asociat a
dobânzii a dea pea piața a monetară a area valoarea a dea 0,02), a dara nua prezintă a relevanță a
statistică. a Persistența a rateia dobânzii a laa creditele a populației a estea dea 0,44, a iara
viteaza a dea ajustare a nea indică a oa corecție a dea suba 1%a pentru a fiecare a perioadă; a
doara coeficientul a persistenței a estea relevant, a dara R2a ajustat a estea 20%.
Stabilitatea a relației a îna timp. a Relația a pea termen a lunga prezintă a îna general a
stabilitate a îna perioda a analizată a (există a porțiuni a îna carea testul a atinge a saua depăsește a
nesemnificativ a benzile a dea încredere), a cua toate a acestea a coeficientul a estimat a recursiv a
nua estea caracterizat a dea stabilitate: a îna 2006 a sea reduce a laa oa valoare a apropiată a dea
zero, a ulterior a crește a până a laa 1,2.
Relația a pea termen a scurt a urmează a aceeași a tendință a stabilă, a potrivit a testului a
CUSUM, a dara testul a alternativ a nea sugerează a instabilitate a îna perioada a 2008 -2013. a
Coeficientul a asociat a pass-through -uluia scade a brusc a îna 2008, a ulterior a revine a laa oa
valoare a marginal a inferioară. a Includerea a variabilei a dummy a nua aduce a vreoa
îmbunătățire a stabilității, a dina perspectiva a testului a CUSUMQ.
II.6. aComparație a între a țăria laa nivelul a pass -through -ului
Îna cadrula acestui a subcapitol a voma realiza a oa comparație a laa nivelul a
coeficienților a pentru a pass-through -ula politicii a monetare a șia pass-through -ula pieței a
monetare, a atâta pea orizontul a termenului a lung, a câta șia pea cela scurt, a pentru a grupul a
nostru a dea 5a țări.a scopul a analizei a estea dea aa suprinde a anumite a particularități
41
Cua excepția a CZ,a toate a țările a sunta caracterizate a dea una coeficient a ala pass-through –
uluia politicii a monetare a supraunitar a (coeficientul a c_1a dina graficul a dea maia sus),a
ceeaa cea nea sugerează a caa atunci a când a banca a centrală a dorește a săa transmită a una
impuls a dea politică a monetară, a trebuie a săa nea așteptăm a laa oa modificare a dea cela
puțin a aceeași a magnitudine a –a practic a laa oa creștere a cua 1%a îna dobânda a dea cheie a aa
băncii a centrale, a piața a monetară a vaa reacționa a șia dobânda a dea referință a vaa crește a cua
1,09% a pentru a cazul a României. a Acest a lucru a confirmă a faptul a căa avem a una
mecanism a dea transmisie a eficient a îna piața a monetară.
Pea termen a scurt, a ROa șia UKa aua cela maia semnificativ a impact a asupra a dinamicii a
rateia dobânzii a dina piața a monetară, a astfel a pass-through -ula estea dea 0,69, a respectiv a RO HU CZ SE UK
c_0 -0.84 0.14 0.39 -0.03 0.21
c_1 1.09 1.03 0.98 1.15 1.04-1.00-0.500.000.501.001.50Pass-through -ul politicii monetare – relația pe termen lung
RO HU CZ SE UK
a_0 -0.04 -0.06 -0.01 0.00 -0.01
a_1 0.69 0.31 0.25 0.00 0.80
a_2 0.14 -0.01 0.36 0.48 0.10
lambda -0.16 -0.40 -0.22 0.02 -0.18-0.60-0.40-0.200.000.200.400.600.801.00Pass-through -ul politicii monetare – relația pe termen
scurt
42
0,80. a Laa acest a impact a contribuie a șia persistența a dina respectiva a piața, a astfel a ROa
area oa persistență a relativ a mică a îna comparație a cua CZa șia SE,a respectiv a paramentrul a
estea dea 0,14a pentru a piața a noastră. a Dea asemenea, a avem a oa piață a caracterizată a dea
una nivel a dea ajustare a relativ a scăzut: a doara 16%a dina deviație a dea laa relația a dea
echilibru a estea corectată a îna fiecare a lună, a sprea deosebire a dea HUa carea ajustează a
aproape a dea 50%. a Există a posibilitatea a caa piața a noastră a monetară a săa nua fiea
suficient a dea dezvoltată a pentru a aa facea fațăa unora astfel a dea șocuri.
Analizând a modul a îna carea modificarea a dobânzii a dea referință a dina piața a monetară a
afectează a rataa dobânzii a laa creditele a acordate a populației, a putem a observa a căa avem a
cela maia mare a coeficient a dea pass-through a dina grupul a dea țăria analizate, a dara efectul a
nua apropiat a dea cela ala politicii a monetare. a Astfel, a atunci a când a referința a pieței a
monetare a crește a cua 1%,a nea putem a aștepta a săa vedem a oa creștere a aa costului a dea
împrumutare a ala populației a cua 0,65% a pentru a RO,a respectiv a doara 0,15% a pentru a UK.
Una alta element a important a estea valoarea a marjei a estimate, a măsurată a prina valoarea a
estimată a aa constanei a (c_0). a Dina acest a punct a dea analiză, a avem a valoarea a ceaa maia
mare a aa marjei a pea termen a lung, a respectiv a 8,72, a oa valoarea a semnificativ a superioară a
comportamentului a țărilor a vecine a (HUa șia CZ). RO HU CZ SE UK
c_0 8.72 1.45 5.46 3.49 7.13
c_1 0.65 0.50 0.58 0.27 0.150.001.002.003.004.005.006.007.008.009.0010.00Pass-through -ul pieței monetare – relația pe termen lung
43
Pea termen a scurt, a pass-through -ula pieței a monetare a (cuma estea afectată a rataa dobânzii a
laa creditele a acordate a populației a atunci a când a referința a dina piața a monetară a sea
modifică) a area oa valoare a negativă a pentru a RO,a CZa șia UKa –a laa nivelul a celor a 5a
țăria efectul a estea relativ a mic.a Oa parte a dina acest a efect a nesemnificativ a poate a fia
explicat a dea valoare a inerției a saua persistenței a rateia dobânzii a –a îna cazul a ROa șia SEa
valorile a sunta foarte a mari.
Ultimul a aspect a prezentat a estea viteza a dea ajustare a către a echilibru: a pentru a țările a dina
CEE a acest a coeficient a indică a oa viteză a dea revenire a maia mare a laa echilibru, a sprea
deosebire a dea țările a dezvoltate a dina grupul a nostru. a Oa explicație a poate a fia faptul a căa
aceste a țăria sunta maia expuse a laa șocuri a provenite a dina piața a internațională, a cua
efecte a directe a asupra a costului a creditelor a laa gospodării; a celelalte a țăria aua sisteme a
financiare a puternice, a capabile a săa absorbă a șocuri a șia săa nua fiea transmise a îna
economia a reală.
ROa îșia ajustează a îna fiecare a lunăa 17%a dina deviația a înregistrată, a fațăa dea UKa șia
SEa carea pota ajusta a doara 1%.a Îna acest a sens, a dina celea 3a țăria dina CEE, a ceaa maia
rapidă a estea HU.a
RO HU CZ SE UK
a_0 -0.03 -0.06 -0.02 -0.01 -0.03
a_1 -0.06 0.07 -0.01 0.02 -0.09
a_2 0.27 0.02 -0.16 0.44 0.07
lambda -0.17 -0.22 -0.09 -0.01 -0.01-0.30-0.20-0.100.000.100.200.300.400.50Pass-through -ul pieței monetare – relația pe termen scurt
44
CAPITOLUL a III
Concluzii a
Lucrarea a dea fațăa îsia propune a săa arate a modul a îna carea politica a monetară a
aplicată a laa nivelul a uneia țăria sea resimte a îna economie, a dorind a evidențierea a pass-
through -uluia ratelor a dea dobândă a monetare a laa nivelul a ratelor a dea dobândă a bancare a
șia laa nivelul a dobânzilor a practicate a dea instituțiile a dea credit a pentru a gospodării.
Pentru a obținerea a unuia model a semnificativ a dina punct a dea vedere a economic a șia
statistic a aa fosta necesară a testarea a staționaritații a datelor a laa nivelul a fiecărui a indicator, a
precum a șia testarea a cointegrarii a datelor. a Îna vederea a testării a staționaritații a ama aplicat a
atâta testul a Augmented a Dickey -Fuller, a precum a șia Phillips a Perron, a atâta laa nivel, a câta
șia laa prima, a respectiv a aa doua a diferența, a rezultatele a prezentat ea confirmând a prezența a
cointegrării a întrea variabilele a considerate.
Laa nivel a particular, a România a estea caracterizată a dea una pass-through a ala
politicii a monetare a dea peste a 100% a pea termen a lunga (1,09), a respectiv a 0,17a pentru a
orizontul a termenului a scurt, a iara deviațiile a înregistrate a suba corectate a într-una procent a
dea aproximativ a 13%a îna fiecare a lunăa –a toate a valorile a sunta semnificative a pentru a
una praga dea cela puțin a 5%.
Pentru a mecanismul a alternativ a testat a (pass -through -ula pieței a monetare), a
coeficientul a dea transmisie a pea termen a lunga estea inferior a valorii a 100% a (0,64), a iara
constanta a carea măsoara a efectul a marjei a estea dea 8,71a –a ambii a coeficienți a prezintă a
valori a semnificative a statistic. a Pea termen a scurt, a pass-through -ula prezintă a oa valoare a
negativă a (-0,057), a dara nua estea semnificativ a statistic, a iara 17%a dina deviațiile a
observate a sunta corectate a pentru a această a relație a îna fiecare a perioadă.
Analiza a comparativă a nea sugerata căa avem a una nivel a ala pass-through -ula
politicii a monetare a apropiat a dea majoritatea a economiilor a (îna proximitatea a valorii a 1),a
îna timpa cea pea termen a scurt a valoarea a coeficientului a dea transmisie a estea ala doilea a
cela maia mare a dina grupul a dea țăria analizat a (după a UK,a prezentăm a valoarea a dea
0,69). a Dina punct a dea vedere a ala vitezei a dea ajustare, a piața a noastră a area una caracter a
lent,a doara 16%a fiind a corectat, a fațăa dea valori a caa 40%a îna cazul a Ungariei, a 22%a
pentru a Cehia.
45
Analizând a modul a îna carea modificarea a dobânzii a dea referință a dina piața a
monetară a afectează a rataa dobânzii a laa creditele a acordate a populației, a putem a observa a
căa avem a cela maia mare a coeficient a dea pass-through a dina grupul a dea țăria analizate, a
dara efectul a nua apropiat a dea cela ala politicii a monetare. a Astfel, a atunci a când a referința a
pieței a monetare a crește a cua 1%,a nea putem a aștepta a săa vedem a oa creștere a aa costului a
dea împrumutare a ala populației a cua 0,65% a pentru a RO,a respectiv a doara 0,15% a pentru a
UK.
Una alta element a important a estea valoarea a marjei a estimate, a dina acest a punct a
dea analiză, a avem a valoarea a ceaa maia mare a aa marjei a pea termen a lung, a respectiv a
8,72, a oa valoarea a semnificativ a superioară a comportamentului a țărilor a vecine a (HUa șia
CZ).
Pea termen a scurt, a pass-through -ula pieței a monetare a (cum a estea afectată a rataa
dobânzii a laa creditele a acordate a populației a atunci a când a referința a dina piața a monetară a
sea modifică) a area oa valoa rea negativă a pentru a RO,a CZa șia UKa –a laa nivelul a celor a
5a țăria efectul a estea relativ a mic.a Oa parte a dina acest a efect a nesemnificativ a poate a fia
explicat a dea valoare a inerției a saua persistenței a rateia dobânzii a –a îna cazul a ROa șia SEa
valorile a sunta foarte a mari.
Ultimul a aspect a prezentat a estea viteza a dea ajustare a către a echilibru: a pentru a
țările a dina CEE a acest a coeficient a indică a oa viteză a dea revenire a maia mare a laa
echilibru, a sprea deosebire a dea țările a dezvoltate a dina grupul a nostru. a Oa explicație a
poate a fia faptul a căa aceste a țăria sunta maia expuse a laa șocuri a provenite a dina piața a
internațională, a cua efecte a directe a asupra a costului a creditelor a laa gospodării; a celelalte a
țăria aua sisteme a financiare a puternice, a capabile a săa absorbă a șocuri a șia săa nua fiea
transmise a îna economia a reală.
Deșia actuala a criză a aa afectat a șia continuă a săa afecteze a obiectivele a băncilor a
comerciale, a sprea exemplu: a reducerea a riscului a aa devenit a una obiectiv a foarte a
important, a alături a dea cela ala profitabilității. a Cua toate a acestea, a mecanismul a dea
transmisie a dea laa dobânda a dea politică a monetară a parea săa fiea funcțional a șia eficient, a
indicând a faptul a căa acest a instrument a dea politică a economic ăa estea potrivit a îna aa fia
folosit a de-aa lungul a ciclului a dea afaceri a (aa unuia întreg a ciclu a economic). a a
46
BIBLIOGRAFIE
1. Alberto Locarno, Julian Morgan și Jean -Pierre Villetelle, “Monetary Policy transmission
în the Euro area: What do aggregate and national structure models tell us?” Peter Van Els,
Decembrie 2001.
2. Banca Națională a României, Politică Monetară, “Instrumente de transmisie a politicii
monetare – Operatiuni pe piata monetara”.
3. Banca Națională a României, Politică Monetară, “Instrumen te de transmisie a politicii
monetare – Facilitati de creditare”.
4. Banca Națională a României, Politică Monetară, “Instrumente de transmisie a politicii
monetare – Rezervele Minime Obligatorii”.
5. Clara Volintiru, “Politica Monetară”, Institutul European din România, București, 2012.
6. Claudio E.V Borio, Wilhelm Fritz, “The response of short -term bank lendong rates to
policy rates: a cross -country perspective”,Bank for International Settlements, Mai, 1995.
7. Cozmâncă Bogdan Octavian, Lucrare de Disertație – “Mecani sme de transmisie a politicii
monetare”, coordonator prof.univ.dr.Moisă Altar, Bucuresti.
8. Csilla Horváth, Judit Krekó, Anna Naszódi, “Interest rate pass -through: the case of
Hungary”, October 2014.
9. Csilla Horváth, Zoltán M. Jakab, Péter Karádî, Gábor Kátay , Gergely Kiss, Judit Krekó,
Anna Naszódi, Gábor Orbán, András Rezessy, Zoltán Szalai, Gábor Vadas, Viktor
Várpalotai, Balázs Vonnák, Zoltán Wolf “Monetary Transmission in Hungary”, 2006
10. Ignazio Angeloni, Anil K. Kashyap, Benoît Mojon și Daniele Telizzese, “Monetary
Policy Transmission: Does the interest rate channel explain all?”, 2003.
11. Louis Kuijs,.“Monetary Policy Transmission Mechanisms and Inflation in the Slovak
Republic”, Mai, 2002.
12. Maria Valderrama,”The credit channel and the investment behaviour in Austria”,
Decembrie 2003.
13. Peter Van Els, Alberto Locarno, Julian Morgan și Jean -Pierre Villetelle, “Monetary
Policy transmission în the Euro area: What do aggregate and national structure models
tell us?”, Decembrie 2001.
14. Rania Al -Mashat and Andreas Bill meier,”The Monetary Transmission Mechanism in
Egypt”, 2007.
15. Raphael Espinoza si Ananthakrishnan Prasad, “Monetary Policy Transmission in the
GCC Countries”, 2008.
47
16. Sander Harald & Kleimeier Stefanie, 2003. "Convergence in Eurozone retail banking?
What inter est rate pass -through tells us about monetary policy transmission, competition
and integration," Maastricht University, Maastricht Research School of Economics of
Technology and Organization (METEOR).
Surse date electronice:
1. Banca Nationala a Angliei – www.bankofengland.co.uk
2. Banca Nationala a Cehiei – www.cnb.cz .
3. Banca Națională a României – www.bnr.ro .
4. Banca Nationala a Ungariei – english.mnb.hu.
5. Organisation for Economic Co -operation and Development – www.oecd.org .
6. World Bank Group – www.worldbank.org .
7. Statistical Data warehouse – http://sdw.ecb.europa.eu/
48
ANEXE
Anexa 1A. Rezultatele testarii stationaritatii in Romania
Romania T- statistic Obs. Prob
(T-
statistic) Obs. Prob
(C) Stationaritate
Rata de dobanda de politica monetara
ADF –
1.429361 -3.4565 (1%)
-2.8860 (5%)
-2.5799
(10%) 0.5657 >0.05 0.3985 Unconfirmed
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips Perron –
level –
2.544701 -3.6808 (1%)
-2.0050 (5%)
-2.5798
(10%) 0.1077 >0.05 0.1036 Unconfirmed
Phillips Perron –
1st difference –
0.282471 -3.4865 (1%)
-2.9960 (5%)
-2.5799
(10%) 0.0000 <0.05 0.1181 Unconfirmed
ADF – without
constant -9.2654 -3.4866
(1%)
-2.8860
(5%)
2.5799
(10%) 0.0000 <0.05 – Confirmed
Rata de dobanda depozite
ADF – level -0.9226 -3.4850 (1%)
-2.0050 (5%)
-2.5708
(10%) 0.7760 >0.05 0.3859 Unconfirmed
49
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.5250 Confirmed
Phillips Perron –
level -1.9786 – 3.4860
(1%)
-2.8056 (5%)
-2.5798
(10%) 0.2157 >0.05 0.3809 Unconfirmed
Phillips Perron –
1st difference –
11.05969 -3.4865 (1%)
-2.8860 (5%)
-2.5799
(10%) 0.000 <0.05 0.5250 Unconfirmed
ADF – without
constant –
10.15494 -3.4865
(1%)
-2.8860
(5%)
-2.5799
(10%) 0.0000 <0.05 – Confirmed
Rata de dobanda credite
ADF – level -3.7638 -3.5866
(1%)
-2.8858
(5%)
-2.5798
(10%) 0.0043 <0.05 0.0051 Confirmed
ADF – 1st
difference –
13.30988 -3.4865
(1%)
-2.8860
(5%)
–
2.5799(10%) 0.0000 <0.05 0.0252 Confirmed
Phillips Perron –
level -2.7469 -3.4860
(1%)
-2.0050 0.0045 <0.05 0.0051 Confirmed
50
(5%)
-2.5766
(10%)
Phillips Perron –
1st difference -1.33098 -3.4860
(1%)
-2.0050
(5%)
-2.5766
(10%) 0.0000 <0.05 0.0252 Confirmed
Anexa 1B. Rezultatele testarii stationaritatii in Cehia
Cehia T-
statistic Obs. Prob
(T-
statist
ic) Obs. Prob (C) Stationaritate
Rata de dobanda de politica monetara
ADF –
0.290900 -3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.921
8 >0.05 0.6177 Unconfirmed
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.000
0
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level –
0.290900 -3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.901
3 >0.05 0.6177 Unconfirmed
Phillips
Perron –
1st
difference –
4.237999
-3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.009 <0.05 0.4436 Uncofirmed
ADF – no
constant –
9.771193 -2.5847 (1%)
-1.9435 (5%)
-1.6149 (10%) 0.000
0 <0.
05 Confirmed
51
Rata de dobanda depozite
ADF –
level -0.7526 -3.4860 (1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798(10%) 0.828
2 >0.05 0.7427 Unconfirmed
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.000
0
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level -1.03327 -3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.739
7 >0.05 0.7427 Unconfirmed
Phillips
Perron –
1st
difference –
6.815793 -3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.000
0 <0.05 0.3189 Unconfirmed
ADF
without
constant –
7.151667 -2.5847 (1%)
-1.9435 (5%)
-1.6149 (10%) 0.000
0 <0.
05 –
Confirmed
Rata de dobanda credite
ADF –
level -0.6396 -3.4865 (1%)
-2.8860 (5%)
-2.5799 (10%) 0.856
4 >0.05 0.9270 Unconfirmed
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.000
0
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level -0.6396 -3.4865 (1%)
-2.8860 (5%)
-2.5798 (10%) 0.842
9 >0.05 0.5647 Unconfirmed
Phillips
Perron –
1st
difference –
6.923063 -3.4865 (1%)
-2.8860 (5%)
-2.5798 (10%) 0.000
0 <0.05 0.3443 Unconfirmed
52
ADF
without
constant –
11.61596 -2.5847 (1%)
-1.9435 (5%)
-1.6149 (10%) 0.000
0 <0.
05 – Confirmed
Anexa 1C. Rezultatele testarii stationaritatii in Ungaria
Ungaria
T-
statistic Obs. Prob
(T-
statistic) Obs. Prob (C) Stationaritate
Rata de dobanda de politica monetara
ADF -0.45012 -3.4860 (1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798
(10%) 0.8956 >0.05 0.9417 Unconfirmed
ADF – 1st
difference -9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level -0.45012 -3.4860 (1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798
(10%) 0.8956 >0.05 0.9417 Unconfirmed
Phillips
Perron –
1st
difference -9.943508 -3.4865 (1%)
-2.8860 (5%)
-2.5798
(10%) 0.0000 <0.05 0.6165 Unconfirmed
ADF –
without
constant -9.571072 -2.5847
(1%)
-1.9435
(5%)
-1.6149
(10%) 0.0000 <0.05 – Confirmed
Rata de dobanda depozite
ADF – -1.3896 -3.4870(1%) 0.5819 >0.05 0.2961 Unconfirmed
53
level -2.9980 (5%)
-2.5800
(10%)
ADF – 1st
difference -9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level -18.0872 -3.4865(1%)
-2.8860 (5%)
–
2.5799(10%) 0.0000 <0.05 0.6555 Unconfirmed
Phillips
Perron –
1st
difference -11.71316 -3.4865(1%)
-2.8860 (5%)
–
2.5799(10%) 0.0000 <0.05 0.8555 Unconfirmed
ADF –
without
constant -9.406653 -2.5847
(1%)
-1.9435
(5%)
-1.6149
(10%) 0.0000 <0.05 – Confirmed
Rata de dobanda credite
ADF –
level -0.4246 -3.4860 (1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798
(10%) 0.7760 >0.05 0.9810
Unconfirmed
ADF – 1st
difference -9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level -0.4246 – 3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
–
2.5798(10%) 0.9002 >0.05 0.4658 Unconfirmed
54
Phillips
Perron –
1st
difference –
0.7131488
-3.4865
(1%)
-2.8860
(5%)
-2.5798
(10%) 0.0000 <0.05 0.0123 Confirmed
Anexa 1D. Rezultatele testarii stationaritatii in Anglia
UK T-
statistic Obs. Prob
(T-
statisti
c) Obs. Coeficientul
Indicatorului Stationaritate
Rata de dobanda de politica monetara
ADF –
1.451571 -3.4886 (1%)
-2.8860 (5%)
-2.5799 (10%) 0.5545 >0.05 0.6331 Unconfirmed
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level –
1.138337 -3.4860 (1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.6989 >0.05 0.4328 Unconfirmed
Phillips
Perron –
1st
difference –
1.587762 – 3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798(10%) 0.9002 >0.05 0.9810 Unconfirmed
ADF
without
constant –
4.083225 – 2.5847(1%)
-1.9435 (5%)
-1.6149(10%) 0.0001 <0.05 Confirmed
Rata de dobanda depozite
ADF –
level -1.08554 -3.4850 (1%)
-2.8850 (5%)
-2.5799(10%) 0.7199 >0.05 0.9117 Unconfirmed
55
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level –
1.037462 -3.4860 (1%)
-2.8850 (5%)
-2.5799(10%) 0.7382 >0.05 0.5871 Unconfirmed
Phillips
Perron –
1st
difference -1.25556 – 3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798(10%) 0.9002 >0.05 0.9810 Unconfirmed
ADF
without
constant –
6.623024 – 2.5847(1%)
-1.9435 (5%)
-1.6149(10%) 0.0000 <0.05 –- Confirmed
Rata de dobanda credite
ADF –
level -1.1538 -3.4855(1%)
-2.8860 (5%)
-2.5799 (10%) 0.6925 >0.05 0.8574 Unconfirmed
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level –
1.094265 -3.4850 (1%)
-2.8850 (5%)
-2.5799(10%) 0.7165 >0.05 0.6773 Unconfirmed
Phillips
Perron –
1st
difference -4.26668 – 3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798(10%) 0.9002 >0.05 0.9810 Unconfirmed
ADF
without
constant –
6.845363 – 2.5847(1%)
-1.9435 (5%)
-1.6149(10%) 0.0000 <0.05 – Confirmed
Anexa 1E. Rezultatele testarii stationaritatii in Polonia
56
Polonia T-
statistic Obs. Prob
(T-
statistic) Obs. Prob (C) Stationaritate
Rata de dobanda de politica monetara
ADF –
0.290900 -3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.9218 >0.05 0.6177 Unconfirmed
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level –
0.290900 -3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.9013 >0.05 0.6177 Unconfirmed
Phillips
Perron –
1st
difference –
4.237999
-3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.009 <0.05 0.4436 Uncofirmed
ADF – no
constant –
9.771193 -2.5847 (1%)
-1.9435 (5%)
-1.6149 (10%) 0.0000 <0.
05 Confirmed
Rata de dobanda depozite
ADF –
level -0.7526 -3.4860 (1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798(10%) 0.8282 >0.05 0.7427 Unconfirmed
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level -1.03327 -3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.7397 >0.05 0.7427 Unconfirmed
57
Phillips
Perron –
1st
difference –
6.815793 -3.4860(1%)
-2.8858 (5%)
-2.5798 (10%) 0.0000 <0.05 0.3189 Unconfirmed
ADF
without
constant –
7.151667 -2.5847 (1%)
-1.9435 (5%)
-1.6149 (10%) 0.0000 <0.
05 –
Confirmed
Rata de dobanda credite
ADF –
level -0.6396 -3.4865 (1%)
-2.8860 (5%)
-2.5799 (10%) 0.8564 >0.05 0.9270 Unconfirmed
ADF – 1st
difference –
9.265422 -3.486551
-2.886074
-2.579931 0.0000
<0.05 0.1181 Confirmed
Phillips
Perron –
level -0.6396 -3.4865 (1%)
-2.8860 (5%)
-2.5798 (10%) 0.8429 >0.05 0.5647 Unconfirmed
Phillips
Perron –
1st
difference –
6.923063 -3.4865 (1%)
-2.8860 (5%)
-2.5798 (10%) 0.0000 <0.05 0.3443 Unconfirmed
ADF
without
constant –
11.61596 -2.5847 (1%)
-1.9435 (5%)
-1.6149 (10%) 0.0000 <0.
05 – Confirmed
58
Anexa 2. Tabel centralizator al rezultatelor
Viteza de
ajustare
(%)1 Raportul pe termen lung intre
rata dobanzii la depozite si
credit in raport cu rata de
politica monetara (%) 2 R-squared/
Adjusted R –
squared3 Timpul de
injumatatire4
Romania
Credite -2.1495 10.18 61-63% 0.3224
Depozite -0.648 0.73 25-28% 1.0692
Ungaria
Credite -30.42 5.33 31-34% 1.6000
Depozite -0.4331 3.84 7-11% 0.0227
Cehia
Credite -13.71 0.86 30-33% 0.0505
Depozite -14.81 0.01 12-15% 0.0468
Anglia
Credite -44.07 38.23 70-71% 0.0157
Depozite -13.71 84.75 68-69% 0.1542
Polonia
Credite -12.76 3.13 37-39% 0.0543
Depozite -22.84 13.02 13-17% 0.0303
1,2,3 Coeficienti reiesiți din output -ul VECM.
4 Timpul de înjumătățire se referă la perioada în luni în care o deviație de la echilibru se
reduce la jumatate la deviația inițială. Formula de calcul este –ln(2)/ γ, unde γ reprezinta
viteza de ajustare catre relația de echilibru.
Copyright Notice
© Licențiada.org respectă drepturile de proprietate intelectuală și așteaptă ca toți utilizatorii să facă același lucru. Dacă consideri că un conținut de pe site încalcă drepturile tale de autor, te rugăm să trimiți o notificare DMCA.
Acest articol: În lucrarea de față ne propune m o anali ză a pass -through -ului ratei dobânzii de [631806] (ID: 631806)
Dacă considerați că acest conținut vă încalcă drepturile de autor, vă rugăm să depuneți o cerere pe pagina noastră Copyright Takedown.