studiu comparativ privind datoria publică în statele membre ale
Post on 09-Feb-2017
226 Views
Preview:
TRANSCRIPT
Colecţia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 2/2014
19
Studiu comparativ privind datoria publică în statele membre ale
Uniunii Europene
Voicu Petru
Facultatea de Finanţe, Asigurări, Bănci şi Burse de Valori, Anul III
voicu_petru2006@yahoo.com
Coordonatorul lucrării
Conf. univ. dr. Miricescu Emilian-Constantin
Rezumat: Criza actuală a determinat creşterea deficitului bugetului general consolidat şi a
datoriei publice în majoritatea ţărilor analizate. Strategia Europa 2020 evidenţiază faptul că
primii doi ani de criză au anulat progresele realizate în 20 de ani de consolidare fiscală,
ponderea datoriei publice în PIB depăşind cu peste 20 pp limita prevăzută în Tratatul de la
Maastricht.
Conform modelului de regresie simplă unifactorială pentru statele membre ale
Uniunii Europene, pentru anul 2013, indicatorul creşterea economică reală a PIB – variabilă
independentă, exercită o influenţă negativă asupra indicatorului ponderii datoriei publice în
PIB – variabilă dependentă. Rezultatele cercetării sunt confirmate şi de analiza grafică.
Cuvinte – cheie: datorie publică, deficit bugetar, sustenabilitate privind datoria publică,
creştere economică, criză economică.
Clasificare JEL: H62, H63.
Clasificare REL: 3D, 8K.
1. Introducere
Actuala criză financiară şi economică a avut un efect puternic asupra finanţelor
publice, în sensul că reducerea activităţii economice a condus la creşterea deficitelor bugetare
şi la majorarea datoriei publice. Prin intermediul metodelor statistice şi analizei econometrice
am arătat influenţa creşterii economice reale asupra datoriei publice în anul 2013.
Lucrarea este structurată în cinci capitole distincte după cum urmează: (i) în capitolul
al doilea am studiat literatura de specialitate privind datoria publică, (ii) în capitolul al treilea
am prezentat metodologia cercetării şi baza de date, (iii) în capitolul al patrulea am realizat
regresia simplă unficatorială privind corelaţia dintre ponderea datoriei publice în PIB şi
creşterea economică reală a PIB, (iv) iar în capitolul al cincilea am formulat concluzii şi
recomandări privind problematica studiată.
2. Stadiul cunoaşterii (Văcărel I. Bistriceanu Gh, Anghelache G, Bodnar M, Bercea F, Moşteanu T,
Georgescu F, 2007) consideră că “datoria publică internă reprezintă totalitatea obligaţiilor
statului, ce provin din împrumuturi contractate direct sau garantate de stat, de la persoane
fizice sau juridice, în lei sau valută, de pe piaţa internă, inclusiv sumele primite temporar din
Voicu Petru
Analiza comparativă a datoriei publice în statele UE în perioada 2000-2012
20
sursele Trezoreriei Statului”, iar “datoria publică externă reprezintă totalitatea obligaţiilor
statului, provenind din împrumuturi de pe piaţa externă, contractate direct sau garantate de
stat”. La rândul lor (Moşteanu T, Postole M. A, Gherghina R., 2010) remarcă faptul că
legătura dintre cele două tipuri de datorie poate fi influenţată de factori politici, precum:
proiectele mari de investiţii publice prin implicarea importurilor de tehnologie avansată.
(Popa, 2010) apreciază că datoria externă a unei ţări este formată din operaţiuni de
împrumuturi şi creditări primite de către o ţară sau de către agenţii economici privaţi din aceea
ţară, în relaţiile internaţionale pe care aceasta le desfăşoară. (Pattillo, 2011) afirmă că în cea
de-a doua jumătate a anilor ’90, factorii decizionali din întreaga lume au început să admită că
nivelul mare al datoriei externe contribuie la limitarea dezvoltării unui număr major de ţări în
care se înregistrează venituri mici.
(Zaman G, 2011) susţine că organismelor financiare naţionale şi internaţionale adoptă
o serie de criterii după care pot fi clasificate ţările, în funcţie de dimensiunea şi dinamica
datoriei existente. (Presbitero, Arnone, 2006) apreciză faptul că dezvoltarea pieţei naţionale
de obligaţiuni este esenţială pentru consolidarea procesului de creştere economică susţinută,
deoarece ajută la mobilizarea economiilor interne, iar în cazul unei pieţe organízate poate
conduce la o alocare eficientă a capitalului.
(Zaman G., Georgescu G., 2010) remarcă faptul că managementul datoriei publice
trebuie să elaboreze politici menite să reducă vulnerabilitatea pieţelor de capital volatile şi
eventuala criza finanaciară. În contextul economic actual se discută tot mai des despre
problema sustenabilităţii datoriei publice. (Miricescu, Câmpeanu 2008) consideră că datoria
publică fiind sustenabilă atunci când autorităţile statului au capacitatea de a rambursa
creditorilor serviciul datoriei publice, fără a fi nevoite să realizeze în viitor ajustări ale
veniturilor şi ale cheltuielilor bugetare. În strânsă legătură cu sustenabilitatea datoriei publice
se află Tratatul de la Maastricht care precizează că o ţară aderă la Uniunea Monetară
Europeană trebuie să îndeplinească inclusiv criteriul de politică financiară ce prespune ca:
deficitul bugetar să fie mai mic de 3% şi ponderea în PIB să se situeze sub 60% din PIB.
(Loser, 2009) susţine că problema cheie legată de managementul datoriei externe este
sustenabilitatea sa pe termen mediu.
În opinia noastră afirmaţia „inflaţia provoacă indirect o amortizare a datoriei, deoarece
valoarea nominală a împrumutului corespunde unei valori reale inferioare datorită deprecierii
monetare” (Weber, 1997) se poate verifica corespondent situaţiei României din anii ’90.
Pactul de Stabilitate şi Creştere din anul 2011 impune prevenirea unor deficite publice
excesive şi implicit grade de îndatorare ridicate.
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 2/2014
21
Figura 1. Evoluţia datoriei publice şi a deficitului bugetar ca pondere în PIB, în România
Sursa: prelucrare proprie pe baza datelor preluate de la Eurostat
Conform figurii 1 noi remarcăm trendul crescător al datoriei publice aferente
României, ulterior diminuându-se la 5.4% din PIB în anul 2012, ca urmare a eforturilor
depuse de decidenţii publici in ceea ce priveşte ajustarea bugetară.
Figura 2. Evoluţia datoriei publice şi a deficitului bugetar ca pondere în PIB, în UE 27
Sursa: prelucrare proprie pe baza datelor preluate de la Eurostat
Conform figurii 2 noi apreciem că trendul a fost crescător în privinţa datoriei publice
aferente statelor membre ale Uniunii Europene, mai ales în prima jumătate a perioadei
analizate. În anul 2012 deficitul bugetar în România (5.4%) este uşor mai mic decât la nivel
european (5.6%). În privinţa datoriei publice, în România (33.5%) ponderea acesteia în PIB se
situează mult sub media Uniunii Europene (83.1%), fiind la circa jumătate din Criteriul de
Convergenţă Nominală aferent Tratatului de la Maastricht. În primul trimestru al anului 2013
cele mai îndatorate ţări ale Uniunii Europene sunt: (i) Grecia 160,5 % din PIB, (ii) Italia
Voicu Petru
Analiza comparativă a datoriei publice în statele UE în perioada 2000-2012
22
130,3 % din PIB, (iii) Portugalia 127,2 % din PIB. Cele mai puţin îndatorate ţări ale Uniunii
Europene sunt: (i) Estonia 10 % din PIB, (ii) Bulgaria 18 % din PIB, (iii) Luxemburg 22,4 %
din PIB, (iv) România 38,6 % din PIB.
3. Metodologia cercetării şi baza de date
Studii anterioare privind legătura dintre datoria publică măsurată prin intermediul
creşterii economice reale scot în evidenţă faptul că între cei doi indicatori se exercită o
influenţă puternică. Pornind de la concluziile acestor studii am măsurat prin intermediul
metodelor statistice şi modelelor econometrice influenţa creşterii economice reale asupra
datoriei publice. Pentru a stabili dacă există o legatură între datoria publică si creşterea
economică am ales aplicarea unui model de regresie unifactorială între cele două variabile. De
asemenea, prin această metodă se va afla şi tipul de relaţie dintre acestea (negativă sau
pozitivă) precum şi intensitatea ei (legătură puternică sau nu).
Cu privire la seriile de date disponibile pentru variabilele cuprinse în studiu am dispus
de datele aferente anului 2013, date pe care le-am considerat relevante pentru studiul de faţă,
acestea fiind preluate pentru fiecare stat membru al Uniunii Europene, conform EUROSTAT.
Pentru stabilirea tipului de legătură dintre cele două variabile şi a pantei pozitive sau
negative am realizat analiza grafică. Analiza grafică evideniază tipul de legătură dintre cele
două variabile şi dacă are pantă negativă sau pozitivă. Cu scopul prelucrării automate a
datelor am utilizat atât modulul Data Analysis din Excel, cât şi Data Regression din E-views.
4. Analiza de regresie unifactorială pentru anul 2013
Folosind modulul Data Analysis din Excel, studiem legătura dintre două variabile. Pe
baza datelor se poate construi un model econometric unifactorial de forma:
Analiza datelor din tabel, în raport cu procesul economic descris, conduce la
următoarea specificare a variabilelor:
y – valorile reale ale variabilelor dependente – datoria publică ca procent din PIB (%);
x – valorile reale ale variabilelor independente – creşterea economică reală a PIB (%);
– variabila reziduală, reprezentând influenţele celorlalţi factori ai variabilei y, nespecificaţi
în model, consideraţi factori întâmplători, cu influenţe nesemnificative asupra variabilei y.
Conform figurii 3 distribuţia punctelor empirice se poate aproxima cu o
dreaptă → model liniar unifactorial: , unde a şi b reprezintă parametrii
modelului. Panta dreptei este negativă, ceea ce înseamnă că legătura dinte cele două variabile
este o legătură negativă de tip liniar.
iii xfy )(
x yi i,
bxay
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 2/2014
23
Figura 3. Corelograma dintre datoria publică ca procent din PIB şi creşterea economică ca
procent din PIB pentru statele membre ale Uniunii Europene
Sursa: prelucrare proprie pe baza datelor preluate de la Eurostat
Folosim metoda celor mai mici pătrate pentru a determina cei doi parametri.
Valoarea coeficienţilor este:
C(1): a = 93,86, termenul liber este punctul în care dreapta de regresie intersectează
axa OY, aceasta înseamnă că dacă creşterea economică va fi 0, atunci datoria publică ca
procent din PIB va fi de 93,86%.
C(2): b= -10,84 < 0 legătura dintre cele două variabile este negativă: ceea ce înseamnă
ca la creşterea PIB cu 1%, datoria publică calculată ca procent din PIB va scădea cu 10,84%.
Estimatorii obţinuţi cu ajutorul Metodei celor mai mici pătrate sunt estimatori de maximă
verosimilitate dacă sunt acceptate următoarele ipoteze:
1) Valorile observate nu sunt afectate de erori de măsură.
3,628571-3* 1,64291<xi<3,628571+3*1,64291; xi (-1,300159;8,557301);
54,525-3* 27,7489<xi<54,525+3* 27,7489; yi (-28,7217;137,7717);
Deoarece valorile acestor variabile aparţin intervalurilor respective, ipoteza este
acceptată fără rezervă;
2) Variabila aleatoare u este de medie nulă şi dispersia este constantă şi
independentă de X – ipoteza de homoscedasticitate, ceea ce poate conduce la a admite că
legatura dintre Y si X este relativ stabilă.
y = -10,843x + 93,868 R² = 0,4121
xi xx 3
1,64291
2
n
xxi
x
yi yy 3
27,7489
2
n
yyi
y
0ˆ uM 2
us
Voicu Petru
Analiza comparativă a datoriei publice în statele UE în perioada 2000-2012
24
Dependent Variable: DP DP=C(1)+C(2)*CRESTEC
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C(1) 93.86826 10.08560 9.307152 0.0000 C(2) -10.84263 2.539779 -4.269124 0.0002
R-squared 0.412103 Mean dependent var 54.52500 Adjusted R-squared 0.389491 S.D. dependent var 27.74890 S.E. of regression 21.68161 Akaike info criterion 9.059555 Sum squared resid 12222.40 Schwarz criterion 9.154713 Log likelihood -124.8338 Durbin-Watson stat 2.015815
Aplicarea testului White presupune parcurgerea următoarelor etape:
- construirea unei regresii auxiliare, bazată pe prespunerea existenţei unei relaţii de
dependenţă între pătratul valorilor erorii, variabila exogenă inclusă în modelul iniţial şi
pătratul valorilor acesteia: .
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 0.519905 Probability 0.600866 Obs*R-squared 1.118083 Probability 0.571757
Test Equation: Dependent Variable: RESID^2
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 421.9760 1080.590 0.390505 0.6995 CRESTEC 113.4999 617.8118 0.183713 0.8557
CRESTEC^2 -25.19480 76.08926 -0.331122 0.7433
R-squared 0.039932 Mean dependent var 436.5144 Adjusted R-squared 0.036874 S.D. dependent var 771.7950 S.E. of regression 785.8958 Akaike info criterion 16.27248 Sum squared resid 15440804 Schwarz criterion 16.41522 Log likelihood -224.8148 F-statistic 0.519905 Durbin-Watson stat 2.418828 Prob(F-statistic) 0.600866
Testul Fisher-Snedecor se bazează pe nulitatea parametrilor H0: ;
ipoteza nulă, potrivit căreia rezultatele estimării sunt nesemnificative, este acceptată, ipoteza
de homoscedasticitate se verifică. (F calculat este preluat din
White Heteroskedasticity Test):
3) Valorile variabilelor reziduale ui sunt independente, nu există fenomen de
autocorelare.
Folosind testul Durbin Watson aflăm d = 2,015815, iar pentru un număr de n=28
observaţii, α=0,05 şi număr de variabile independente k=1, preluăm d1=1,33 şi d2=1,48.
d2< d <4-d2 => erorile sunt independente
4) Verificarea ipotezei de normalitate a valorilor variabilelor reziduale.
iii ixxu 2
210
2ˆ
0210
72.70.519905 126,01,0 FFc
015815,2
ˆ
ˆˆ
1
2
2
2
1
n
i
i
n
i
ii
u
uu
d
Colecț ia de working papers ABC-UL LUMII FINANCIARE
WP nr. 2/2014
25
Se ştie că, dacă erorile urmează legea normală de medie zero şi de abatere medie
pătratică (consecinţa ipotezelor c1, c2, c3), atunci are loc relaţia:
.
Verificarea ipotezei de normalitate a erorilor se va realiza cu ajutorul testului Jarque-
Berra, care este şi el un test asimptotic (valabil în cazul unui eşantion de volum mare), ce
urmează o distribuţie hi pătrat cu un număr al gradelor de libertate egal cu 2, având
următoarea formă:
n = numărul de observaţii, S = coeficientul de asimetrie (skewness), K = coeficientul
de aplatizare calculat de Pearson (kurtosis);
Utilizând pachetul de programe EViews în vederea calculării testului Jarque-Berra se
constată că χ şi că p(JB) = 0,1555502. Deoarece valoarea
calculată a testului J-B este mai mică decât valoarea tabelată a lui χ , iar probabilitatea ca
testul J-B să nu depăşească valoarea tabelată este suficient de mare, ipoteza de normalitate a
erorilor nu poate fi acceptată.
Figura 4. Graficul testului Jarque-Bera
Sursa: prelucrare proprie cu ajutorul E-views pe baza datelor de la Eurostat
5) Sunt calculate erorile standard (Std. Error) ale parametrilor estimaţi sa = 10.08 şi sb
= 2.53. Aceste erori sunt folosite pentru calculul statisticilor t pentru testarea semnificaţiei
parametrilor. Acestea sunt calculate în coloana t-Statistic, ta= 9.30, tb= -4.26. Deoarece
valorile p asociate sunt foarte apropiate de zero (Prob.), se poate spune că estimatorii sunt
semnificativi.
Cu o probabilitate de 95% valorile variabilelor noastre se încadrează în intervalele:
73.137 < a < 114.5995 -16.06 < b <-5.62
Intervalele nu conţin valoarea 0 => parametrii respectivi sunt semnificativi din punct
de vedere statistic;
6) Validitatea modelului pentru un prag de semnificaţie α=0,05, număr de observaţii
n=28, număr de variante independente k=1. Valoarea testului Fisher critic este 7,72;
Conform tabelului ANOVA testul Fisher F = 39,7411 > Fcritic, rezultă că modelul de
regresie este corect identificat (valid).
7) Intensitatea legăturii dintre cele două variabile se determină cu ajutorul
coeficientului de corelaţie r = - 0.64: acesta indică faptul că legatura dintre creşterea
economică şi datoria publică este indirectă, deoarece r<0, şi de intensitate medie.
su
P u t si u 1
24
3
6
22 KSnJB
722198,3JB 84,32
1;05,0
2
2;
0
2
4
6
8
10
-40 -20 0 20 40 60
Series: Residuals
Sample 2001 2028
Observations 28
Mean 1.52E-14
Median 2.261921
Maximum 61.34947
Minimum -37.08858
Std. Dev. 21.27631
Skewness 0.735065
Kurtosis 4.014481
Jarque-Bera 3.722198
Probability 0.155502
Voicu Petru
Analiza comparativă a datoriei publice în statele UE în perioada 2000-2012
26
5. Concluzii şi recomandări
Noi apreciem că actuala criză financiară şi economică a condus la creşterea
deficitelor bugetelor publice şi la majorarea gradului de îndatorare, atât în România cât şi în
statele membre Uniunii Europene conform figurii 1 si figurii 2.
Conform modelului de regresie creşterea economică influenţează negativ datoria
publică. Coeficientul variabilei dependente are panta dreptei negativă iar legătura dintre cele
două este una negativă de tip liniar, dacă PIB-ul creşte datoria publică din PIB va scădea. Cu
scopul scăderii ponderii datoriei publice în PIB recomandăm ca statele membre Uniunii
Europene să reducă deficitul bugetar şi să asigure o creştere economică sustenabilă.
Comparând gradul de indatorare al României cu statele membre ale Uniunii
Europene, apreciem că ţara noastră este printre cele mai puţine îndatorate ţări, situându-se cu
mult sub limita precizată de Tratatul de la Maastricht şi de Pactul de Stabilitate şi Creştere.
Bibliografie 1. Bental, B., Demougin, D. (2006), Incentive contracts and total factor productivity,
International Economic Review, 47 (3), 1033-1055.
2. Dinu, M., Socol, C., Marinaş, M. (2008). Economie europeană. O prezentare sinoptică,
Editura Economică, Bucureşti.
3. Loser, C. (2009), External Debt Sustainability: Guidelines for Low and Middle Income
Countries, Research papers for the Intergovernmental Group of Twenty-Four on
International Monetary Affairs, New York.
4. Miricescu, E., Câmpeanu, E. (2008), Incidenţa modificărilor legislative asupra
sustenabilităţii datoriei publice în România, Conferinţa internaţională - Inovaţie
financiară şi competitivitate în Uniunea Europeană.
5. Moşteanu, T., Postole M. A., Gherghina R. (2010), The analysis of external and internal
public debt in Romania, 11th International Conference Financial and Monetary Stability
in Emerging Countries.
6. Pattillo, C. (2011), External debt and grow, Review of Economics and Institutions.
7. Popa, I. (2010), Romania's public debts and their consequences upon the economy, Munich
Personal RePEc Archive.
8. Presbitero, A.F., Arnone, M. (2006), External Debt Sustenability and Domestic Debt in
Heavily Indebted Poor Countries, Munich Personal RePEc Archive.
9. Văcărel I. Bistriceanu Gh, Anghelache G, Bodnar M, Bercea F, Moşteanu T, Georgescu F.
(2007), Finanţe publice, Editura Didactică şi Pedagogică.
10. Weber, L. (1997), L’ETAT, acteur économique, Editura Economică, Ediţia a III-a, Paris.
11. Zaman, G, Georgescu, G. (2010), Romania’s External Debt Sustainability Under Crisis
Circumstances, Romanian Journal of Economics.
12. Zaman, G. (2011), Challenges, vulnerabilities and ways of approach in Romania's
external debt sustainability, Annals of the University of Oradea Economic Series,
Oradea Univerity Press.
top related