econometrie - aplicatii

Upload: corina-chibzuloiu

Post on 11-Jul-2015

747 views

Category:

Documents


14 download

TRANSCRIPT

APLICA IE ECONOMETRIC PE CURSUL VALUTAR

1. Premisele modelrii econometrice a cursului valutarAbordarea cursurilor valutare prin perspectiva modelrii econometrice poate gsi o puternic relevan att n analiza comportamentului acestora, ct i n previzionarea lor pentru perioadele urmtoare. Pentru a se putea analiza n detaliu evolu ia cursului valutar n raport cu factorii de influen cei mai semnificativi, s-a luat n considerare cazul Romniei, n perioada 2003 2005. Alegerea acestei perioade de analiz a avut la baz, n principal, faptul c o dat cu ajustarea structural nceput n anul 2000 i consolidat n ultimii ani, regimul valutar i, implicit, evolu ia cursului leului au devenit mult mai echilibrate, mai predictibile. Perioadele anterioare, caracterizate prin multiple interven ii administrative, mai mult sau mai pu in justificate, se preteaz ntr-o msur redus la abordri de tip econometric. Insuficienta legitimitate a guvernelor din perioadele respective, unele imixtiuni ale factorilor politici n deciziile macroeconomice, precum i rigiditatea institu ional a administra iei, inconsisten a mecanismelor de guvernare de ansamblu i inadaptabilitatea unor manageri i ntreprinderi la mediul economic au creat o divergen semnificativ ntre obiectivele politicii economice i rezultatele concrete ale acesteia, fapt explicat adesea prin comportamente necooperante ale agen ilor economici i prin ineficien a prghiilor de transmitere a deciziilor macroeconomice. Datorit acestor stri de lucruri, evolu ia cursului leului a fost caracterizat de numeroase puncte de inflexiune, greu de explicat economic i, astfel, dificil de analizat cu ajutorul metodelor econometrice.1 n aceste condi ii, ca i alte mecanisme vitale ale economiei na ionale, regimul valutar nu a putut fi reorientat dintr-o dat, etapele parcurse conformndu-se, n esen , concep iei reformei economice din Romnia, n condi iile concrete determinate de schimbrile politice. Reglementarea par ial i treptat a regimului valutar i imposibilitatea adoptrii unei legi a gestionrii1

C. ipo, Modelarea comportamentului cursului de schimb al leului, Editura Universit ii de Vest, Timioara, 2003, pag. 89 101

1

valutelor au fost determinate de condi iile impuse de evolu ia parametrilor economiei na ionale i de schimbrile institu ionale aprute de-a lungul timpului. Astfel, o dat cu cristalizarea op iunilor i strategiei de reform economic, s-a putut contura regimul valutar, ca un proces desfurat de-a lungul mai multor etape, cu evolu ii oscilante, modificri abrupte i, n unele cazuri, cu decizii ineficiente.2 Economia romneasc a evoluat pozitiv n ultima perioad, ceea ce a avut ca rezultat mbunt irea substan ial a pozi iei externe i a pus bazele revenirii la o cretere economic pozitiv ncepnd cu anul 2001, dup o perioad destul de lung de scdere a produsului intern brut. Cu toate progresele n procesul de stabilizare i reform din ultimii ani, performan ele economice ale Romniei continu s fie nefavorabile comparativ cu alte economii din Europa central i de est, candidate la integrarea european. Creterea produsului intern brut n aceti ani i accentuarea deficitului balan ei comerciale reflect creterea rapid a cererii interne, n special pe seama creterilor salariale n sectorul public i a slabelor performan e financiare din ntreprinderile de stat. Men inerea la acest nivel ridicat, ar putea pune n pericol obiectivele de dezinfla ie i echilibrul extern. Leul se apreciaz gradual, n termeni nominali i reali, fa de moneda european, iar prin ajustarea sus inut a pre urilor relative se va reduce treptat decalajul Romniei fa de Uniunea European. Acest lucru va conduce la atingerea concomitent a celui mai important criteriu al convergen ei nominale reducerea ratei infla iei i a celui mai important criteriu al convergen ei reale creterea PIB/locuitor (la paritatea puterii de cumprare). Respectivele criterii pot fi ndeplinite, ns, numai cu condi ia ca problema competitivit ii externe s fie rezolvat printr-un set coerent de politici macroeconomice (politica salarial, politica ocuprii for ei de munc) i microeconomice (creterea productivit ii muncii, reducerea costurilor de regie etc.). Lund ca punct de pornire aceste considerente, se pune problema construirii unor modele econometrice care s reflecte ct mai corect evolu ia cursului leului. Abordarea econometric a cursului leului se nscrie n tentativa modern de explicare mai riguroas, mai exact a efectelor pe care acesta le are asupra celorlalte variabile micro sau macroeconomice i, mai ales, n ce msur este el influen at de mediul n care se manifest. Lansarea economiei pe un trend cresctor, cu toate efectele pozitive implicate, precum i consecven a mixului de politici economice aplicate, au condus spre o relativ stabilitate a politicii monetare i valutare, ceea ce ofer

2

Rapoartele anuale ale Bncii Na ionale a Romniei, anii 1991 2005

2

toate premisele efecturii unei analize econometrice consistente a comportamentului cursului de schimb al leului. Din acest punct de vedere, exist o multitudine de posibilit i de abordare, posibilit i crora le corespund diverse tipuri de modele, unele mai simple, altele mai complexe, n func ie de variabilele luate n considerare.

2. Model multifactorial al cursului leuluiModelul multifactorial care poate fi utilizat cu rezultate optime n studiul evolu iei cursului leului este modelul de regresie liniar, n care cursul valutar este variabila rezultativ sau explicat, iar factorii de influen ai acestuia reprezint variabilele factoriale sau independente. Variabila aleatoare a modelului ia n considerare ac iunea altor factori dect variabilele factoriale, ntmpltori n raport cu legtura studiat. Elaborarea i utilizarea unui model econometric al cursului leului presupune, n primul rnd, parcurgerea unei etape preliminare de formulare a ipotezelor de lucru i a restric iilor care vor sta la baza elaborrii modelului.

2.1. Ipotezele ini iale ale modeluluiAa cum s-a artat n partea teoretic, metoda care ine seama de majoritatea condi iilor implicate este metoda celor mai mici ptrate, aplicarea ei n cazul datelor statistice privind variabilitatea cursului de schimb i a factorilor si de influen pornind de la urmtoarele ipoteze: Ipoteza 1. Datele privind variabilele rezultative i cele factoriale sunt ob inute fr erori de observare sau msurare. O importan deosebit din acest punct de vedere o prezint omogenitatea datelor, n sensul c ob inerea lor trebuie s aib o singur surs sau surse similare din punct de vedere calitativ. Neomogenitatea pune sub semnul ntrebrii comparabilitatea datelor i, n ultim instan , calitatea concluziilor. De aceea, datele aferente cursului leului, precum i cele aferente celorlal i parametri ai economiei romneti sunt culese dintr-o singur surs, rapoartele anuale ale Bncii Na ionale a Romniei, ceea ce face ca ele s ndeplineasc aceast restric ie. Un alt aspect legat de calitatea datelor este cel de natur cantitativ n sensul c se refer la volumul eantionului studiat, care trebuie s fie suficient de mare, astfel nct legea numerelor mari s se manifeste nedistorsionat, iar indicatorii sintetici ob inu i s prezinte stabilitate. i din acest punct de vedere ipoteza de lucru este ndeplinit, deoarece volumul eantionului analizat este satisfctor: 30 de date lunare, aferente unei perioade de aproape 3 ani: ianuarie 2003 iunie 2005.

3

Ipoteza 2. Variabilele factoriale sunt independente unele de celelalte, exercitndu-i influen a numai asupra variabilei rezultative. Dac nu se acord importan acestei ipoteze, analiza are toate ansele s devin irelevant, avnd n vedere c pot aprea mari erori i distorsiuni n estimarea parametrilor modelului i, implicit, n interpretarea valorilor acestora. Dac variabilele factoriale fac parte dintr-un sistem complex de interdependen e, ne aflm n situa ia de multicoliniaritate, studiat n cadrul capitolului cinci. Aa cum s-a artat, semnalele referitoare la fenomenul de multicoliniaritate sunt date de valorile apropiate de 1 ale coeficien ilor de corela ie calcula i pentru legturile dintre variabilele factoriale sau de valorile apropiate de 100% ale coeficientului de determinare multipl, n condi iile n care estimatorii parametrilor de regresie sunt nesemnificativi din punct de vedere statistic. Multicoliniaritatea, alturi de erorile de sondaj i de inconstan a n timp a rela iilor dintre variabile, reprezint principalele surse de instabilitate ale estima iilor parametrilor de regresie. Atenuarea sau chiar eliminarea multicoliniarit ii s-a realizat prin utilizarea unor eantioane de dimensiuni ct mai mari, pentru a evita riscul corelrii datelor, i prin nlocuirea, acolo unde a fost necesar, a datelor exprimate n unit i naturale sau valorice cu variabile rezultate n urma unor prelucrri simple (ritmuri de cretere, sporuri sau indici). Totodat, s-au eliminat unele variabile corelate strns cu altele, rmnnd n analiz doar factorii de influen reprezentativi. Ipoteza 3. Variabila aleatoare sau rezidual (i) este de distribu ie normal, de medie nul (E(i) = 0) i de dispersie constant i diferit de zero. Verificarea acestei ipoteze se realizeaz prin determinarea mediei i a varian ei valorilor reziduale i prin efectuarea unui test fundamentat pe presupunerea c variabila aleatoare (i) urmeaz o lege normal, Gauss-Laplace. Normalitatea reparti iei variabilei aleatoare este confirmat atunci cnd valorile acesteia se situeaz ntre limitele ( z/2 s(i)). Aceast ipotez se va testa n sec iunea de verificare statistic a modelului i normalitatea reparti iei variabilei aleatoare se va confirma, datorit volumului suficient de mare de date studiat (un numr mai mare de unit i poate pune mai pregnant n eviden caracterul normal al reparti iei), precum i datorit gradului ridicat de omogenitate i comparabilitate a datelor analizate. Ipoteza 4. Variabila rezidual (i) urmeaz o distribu ie independent de valorile variabilelor factoriale, adic este homoscedastic. Prin urmare, varian a variabilei aleatoare (2(i)) nu difer semnificativ n raport cu segmentele de valori ale variabilelor factoriale, ceea ce denot o relativ stabilitate a legturii dintre cursul valutar i factorii de influen lua i n considerare. Aceast ipotez se va verifica n etapa de testare statistic a modelului final.

4

Ipoteza 5. Valorile variabilei aleatoare nu sunt autocorelate. Acest lucru nseamn c valorile respective sunt independente ntre ele, ceea ce implic faptul c i nregistrrile de date n eantioane au fost independente. Autocorelarea poate apare n condi iile n care s-a omis introducerea n model a unei variabile factoriale importante, cu influen puternic asupra cursului valutar. Efectele negative ale unei eventuale autocorelri a variabilei aleatoare se rsfrng asupra calit ii parametrilor de a fi nedistorsiona i i asupra testrii semnifica iei acestora. Verificarea ipotezei autocorelrii variabilei aleatoare se va realiza, cu ajutorul testului Durbin Watson, tot n sec iunea de verificare statistic a modelului final.

2.2. Alegerea variabilelor factorialen cadrul acestei etape sunt selecta i i defini i factorii de influen ai cursului valutar sau variabilele factoriale. n acest sens, se analizeaz dependen a cursului valutar n raport cu posibilii factori de influen , innd seama de ceea ce admite teoria domeniului, de aspectele scoase n eviden de practica economic n perioada i spa iul avute n vedere, precum i de volumul i structura datelor disponibile sau posibil de a fi ob inute. Apoi, se verific premisele teoretice prin prisma comportamentului variabilelor luate n considerare, aa cum este el relevat de ctre datele analizate, ceea ce implic utilizarea unor metode statistice specifice.3 Ac iunea variabilelor factoriale asupra cursului leului va fi studiat pe baza unui set de 30 de date lunare ajustate, aferente perioadei ianuarie 2003 iunie 2005. Cursul valutar considerat variabil rezultativ este cursul real al leului n raport cu euro, deflatat cu indicele pre urilor industriale (PPI). n cele ce urmeaz, vor fi elaborate modele unifactoriale care analizeaz, pe rnd, influen a variabilelor considerate semnificative. Astfel, un prim parametru al economiei na ionale, care influen eaz decisiv comportamentul cursului de schimb al leului, l reprezint balan a de pl i externe a Romniei. n condi iile actuale ale dezvoltrii rela iilor economice externe ale Romniei, componenta fundamental a balan ei de pl i externe o constituie contul curent al acesteia, care se exprim cu ajutorul unor parametri ca: volumul exporturilor, volumul importurilor, gradul de acoperire al importurilor prin exporturi i soldul comer ului exterior. Cel mai semnificativ parametru s-a dovedit a fi soldul comer ului exterior (SCE), fapt pentru care se va ncerca ilustrarea influen ei condi iilor comer ului exterior romnesc asupra cursului valutar al leului cu ajutorul acestui indicator,3

C. ipo, C. Preda, Econometrie, Editura Mirton, Timioara, 2006

5

determinat ca diferen ntre nivelul lunar al exportului i nivelul importului aferent aceleiai luni i exprimat n milioane EUR.. Ecua ia pe care se fundamenteaz acest model este urmtoarea: Ci = a0 + a1 SCEi + i Pe baza unei analize statistice preliminare, s-a ajuns la concluzia c influen a soldului comer ului exterior asupra cursului de schimb prezint un timelag de o lun. Pe baza eantionului format din cele 30 valori lunare ajustate ale cursului leului i ale soldului comer ului exterior, modelul este urmtorul: Tabelul 1 Variabila dependent: CURS LEU/EUR Metoda celor mai mici ptrate Eantionul: 30 Nr. de observa ii: 29 dup ajustare CURS LEU/EUR = a0 + a1 * SCE(-1) Coeficien i Eroarea standard

t-Statistic Probabilitatea 0,000 0,016 33.749 6,588 1,882

a a

0 1

36424,689 6,7010391 0,196 2510,819 2,248

1141,991 31,89576 2,610693 2,566766 Curs mediu F-statistic F-critic

Coef. de determina ie Eroarea standard Durbin Watson

Se observ c valoarea coeficientului de determina ie este destul de mic, ceea ce nseamn c influen a soldului comer ului exterior asupra cursului de schimb real nu este foarte puternic la ora actual, ceea ce arat c exist al i factori mai semnificativi, care in, mai ales, de politica monetar a statului. Eroarea standard a regresiei este, ns, relativ mic n raport cu media cursului de schimb, deci, distorsiunile de estimare ale parametrilor modelului sunt destul de mici. Nivelurile de semnifica ie ale parametrilor estima i a0 i a 1 (coloana tStatistic), luate n mrime absolut, se compar cu valorile tabelate aferente reparti iei Student, conform crora pentru n 1 = 28 grade de libertate i pentru

6

o probabilitate P (t t0)= 0,05 nivelul critic (minim acceptat) este de 2,048 4. Se observ c ambele valori ale nivelurilor de semnifica ie sunt peste valoarea critic, ceea ce nseamn c parametrii a 0 i a 1 sunt corec i.

Probabilit ile ca parametrii a0 i a1 s fie incorect estima i (coloanaProbabilitatea) sunt foarte mici, iar valoarea F-statistic este mai mare dect Fcritic, ceea ce nseamn c modelul este semnificativ din toate punctele de vedere, soldul comer ului exterior reprezentnd, deci, un factor important de influen al cursului de schimb al leului. O alt variabil cu impact semnificativ asupra cursului leului o reprezint masa monetar (M2). n ipoteza c oferta de moned na ional va crete, aceasta va face ca agen ii economici care ajung, pe diverse ci, n posesia acestei cantit i suplimentare de moned, s-i modifice cererea pentru diferite active, reale i financiare, n scopul realizrii unei structuri optimale a patrimoniului lor. Dac randamentul altor active financiare sau reale este inferior randamentului activelor financiar-valutare, atunci agen ii economici vor ncerca s procedeze la substituirea acestor genuri de active financiare sau reale cu de inerile de mijloace de plat strine, ceea ce va conduce la creterea cererii pentru astfel de mijloace pe pia a valutar intern i la modificarea nivelului cursului de schimb al monedei na ionale. 5 Masa monetar n sens larg, M2, este format, dup cum se tie, din masa monetar n sens restrns M1 (care include numerarul din afara sistemului bancar i disponibilit ile la vedere) i cvasi-banii (care includ economiile popula iei, depozitele n lei la termen i condi ionate), exprimate n miliarde lei, la sfritul perioadei. Se precizeaz c nu sunt luate n calculul masei monetare M2 depozitele n valut ale reziden ilor, deoarece s-a considerat c includerea acestora poate distorsiona concluziile analizei. Acest lucru se datoreaz faptului c depozitele n valut reprezint o component exprimat indirect n moneda na ional, prin nmul irea valorii lor, exprimate n valut, cu cursul de schimb oficial. Ecua ia pe care se fundamenteaz acest model este urmtoarea: Ci = a0 + a1 M2i + i Pe baza eantionului format din cele 30 valori lunare ale cursului real al leului i ale masei monetare n sens larg, modelul este de forma:

4

R.L. Iman, W.J. Conover, Modern Business Statistics, John Wiley & Sons, Second Edition, 1989, pag. 788 789 5 C. ipo, C. Preda, Econometrie, Editura Mirton, Timioara, 2006

7

Tabelul 2 Variabila dependent: CURS LEU/EUR Metoda celor mai mici ptrate Eantionul: 30 Nr. de observa ii: 30 dup ajustare CURS LEU/EUR = a0 + a1 * M2 Coeficien i Eroarea standard

t-Statistic Probabilitatea 50,5188 0,000 0,000 33.819 159,282 1,860

a a

0 1

44711,54 -21,53359 0,850 1074,075 2,536

885,046

Coef. de determina ie Eroarea standard Durbin Watson

1,70621 -12,6206 Curs mediu F-statistic F-critic

Masa monetar are o puternic influen asupra cursului leului. Valoarea coeficientului de determina ie este foarte mare (0,850), ceea ce conduce la concluzia c varia ia cursului de schimb al leului este influen at foarte puternic de varia ia masei monetare. Erorile standard sunt mici n raport cu valorile parametrilor a0 i a1 , nivelurile de semnifica ie t-Statistic, luate n valoare

absolut sunt mari, peste nivelul critic, iar probabilit ile ca parametrii a0 i a1 s fie incorect estima i sunt nule, ceea ce arat c acest model este foartecorect. Valoarea F-statistic este mult mai mare dect F-critic, ceea ce nseamn c modelul este semnificativ din toate punctele de vedere. Masa monetar constituie, aadar, un factor de influen esen ial n determinarea comportamentului cursului de schimb al leului i va reprezenta o component de baz a modelului final. n continuare, o alt variabil care influen eaz semnificativ cursul de schimb al leului o constituie rata dobnzii (d), exprimat procentual, conform urmtoarei ecua ii: Ci = a0 + a1 di + i Influen a ratei dobnzii asupra cursului leului, conform analizei preliminare, nu are timelag, de unde rezult, pe baza eantionului format din cele 30 valori lunare ale cursului leului i ale ratei medii a dobnzii, c modelul este urmtorul:

8

Tabelul 3 Variabila dependent: CURS LEU/EUR Metoda celor mai mici ptrate Eantionul: 30 Nr. de observa ii: 30 dup ajustare CURS LEU/EUR = a0 + a1 * d Coeficien i Eroarea standard

t-Statistic Probabilitatea 17,4274 0,000 0,000 33.819 61,255 1,860

a a

0 1

23501,6 575,9124 0,686 1555,84 2,321

1348,537

Coef. de determina ie Eroarea standard Durbin Watson

73,58392 7,82660 Curs mediu F-statistic F-critic

Se observ c valoarea coeficientului de determina ie este cu ceva mai mic dect n cazul masei monetare, ceea ce nseamn c influen a ratei dobnzii asupra cursului valutar al leului este pu in mai slab dect cea exercitat de ctre masa monetar. Cu toate acestea, dobnda rmne un factor semnificativ de influen , avnd n vedere faptul c, din punct de vedere statistic, modelul acesta este mai bun dect cel al soldului comer ului exterior. Erorile standard sunt mici, nivelurile de semnifica ie ale parametrilor a 0 i

a1 sunt mult peste nivelul critic, iar probabilit ile ca parametrii a0 i a1 s fieincorect estima i sunt nule, ceea ce nseamn c modelul este corect. Valoarea F-statistic este destul de mare n raport cu F-critic, ceea ce nseamn c modelul este semnificativ din toate punctele de vedere. Valoarea parametrului a1 este pozitiv, ceea ce nseamn c ntre cursul valutar i rata dobnzii exist o legtur direct, ambele variaz n acelai sens. Drept urmare, se poate spune c rata dobnzii este un factor de influen semnificativ al cursului de schimb al leului, chiar dac are un impact ceva mai mic dect cel al masei monetare. Un alt parametru utilizat n modelarea cursului de schimb al leului l constituie rezervele interna ionale brute ale BNR (RIB), care includ aurul, valutele convertibile (efective i cecuri, disponibil la BRI, FED i la bnci strine), bonurile de tezaur SUA, disponibilul libelat n DST la Fondul Monetar Interna ional i alte active externe convertibile (bonuri de tezaur pe termen mediu i lung) exprimate n milioane EUR, la sfritul perioadei. Ecua ia este urmtoarea:

9

Ci = a0 + a1 RIBi + i Pe baza eantionului format din cele 30 valori lunare ale cursului leului i ale rezervelor interna ionale brute i avnd n vedere faptul c, n urma analizei preliminare, s-a ajuns la concluzia c nu exist timelag n transmiterea influen ei, modelul este urmtorul: Tabelul 4 Variabila dependent: CURS LEU/EUR Metoda celor mai mici ptrate Eantionul: 30 Nr. de observa ii: 30 dup ajustare CURS LEU/EUR = a0 + a1 * RIB Coeficien i Eroarea standard

t-Statistic Probabilitatea 94,5571 0,000 0,000 33.819 452,442 1,860

a a

0 1

43176,098 -0,898894 0,941 670,598 2,985

456,61391

Coef. de determina ie Eroarea standard Durbin Watson

0,0422597 -21,2706 Curs mediu F-statistic F-critic

Valoarea coeficientului de determina ie este foarte mare, cea mai mare de pn acum, ceea ce nseamn c influen a rezervelor interna ionale brute ale BNR asupra cursului de schimb al leului este substan ial. Acest lucru se datoreaz faptului c, la ora actual, politica monetar i valutar a bncii na ionale este foarte important n determinarea cursului valutar i a ratei infla iei, existnd o implicare semnificativ a autorit ilor n acest domeniu. Erorile standard sunt mai mici dect n majoritatea cazurilor anterioare, deci distorsiunile de estimare ale parametrilor modelului sunt suficient de mici. Nivelurile de semnifica ie ale parametrilor a 0 i a1 , luate n valoare absolut,

sunt mari, mult peste nivelul critic, iar probabilit ile ca parametrii a0 i a1 sfie incorect estima i sunt nule, ceea ce nseamn c modelul este, la rndul su, corect din punct de vedere statistic. Valoarea lui F-statistic este foarte mare n raport cu F-critic, ceea ce arat o legtur foarte puternic ntre cursul leului i rezervele interna ionale brute ale BNR, fapt pentru care acestea vor fi incluse n modelul final. Se observ valoarea negativ a parametrului a 1 , care arat faptul c ntre cursul valutar i rezervele interna ionale brute exist o corela ie invers. Acest

10

lucru nseamn c atunci cnd rezervele interna ionale brute cresc, cursul valutar va scdea, ceea ce nseamn o apreciere a cursului i, invers, dac rezervele interna ionale brute scad, cursul va crete, adic se va deprecia. Pe lng influen ele majore pe care cursul de schimb le sufer din partea unor variabile economice de tipul celor studiate pn acum, prin natura sa, cursul valutar are i o puternic latur autoregresiv, de memorare a comportamentului su istoric. Din punct de vedere tehnic, termenul de autoregresiv definete msura n care o variabil economic, n spe cursul valutar al leului, prezint caracteristica de a se autocorela, n sensul c nivelul curent al acesteia este determinat ntr-o msur semnificativ de nivelurile sale anterioare, decalate cu una sau mai multe perioade n urm. ntocmai ca i n cazul altor pre uri, aici efectul nu este cauzat de influen a direct a unei variabile factoriale, ci este unul retroactiv, indus de ncrctura informa ional a cursului de schimb asupra comportamentului operatorilor de pe pia a valutar, care, pe aceast baz, formuleaz anticipa ii. n principal, efectul autoregresiv se concretizeaz n modul mai mult sau mai pu in pregnant n care nivelul actual al cursului este influen at de nivelurile sale anterioare, time-lag-ul (decalajul n timp a influen elor) putnd avea diferite valori. n general, cu ct acest time-lag este mai mare, adic deplasarea n urm fa de momentul prezent este mai accentuat, cu att influen ele sunt mai slabe, problema care apare fiind cea a determinrii momentului cnd acestea devin nesemnificative, pentru a fi eliminate din model. Aceast caracteristic ine de capacitatea operatorilor de pe pia a valutar de a re ine comportamentele anterioare ale cursului de schimb i de a ac iona n func ie de acestea n formarea anticipa iilor lor pentru perioadele urmtoare, determinnd astfel modificri importante n cererea i oferta de moned na ional, respectiv de valut.6 n interpretarea capacit ii de memorare de ctre operatori a comportamentului din trecut, trebuie delimitate diversele categorii de agen i economici i motiva iile specifice acestora. Astfel, dac ne referim n mod specific la participan ii pe pia a valutar, din punctul de vedere al termenelor de formare a anticipa iilor, se poate distinge ntre operatori care intervin n mod frecvent pe aceast pia i care, n consecin , formuleaz anticipa ii pe termen scurt i foarte scurt, i operatorii care intervin, direct sau indirect, mult mai rar i care sunt interesa i n formularea de anticipa ii pe termen mediu i lung. Pentru Romnia, volatilitatea crescut a pie ei valutare, gama relativ redus a activelor monetar financiare libelate n valut, fragilitatea la diversele6

C. ipo, C. Preda, Econometrie, Editura Mirton, Timioara, 2006

11

categorii de ocuri, n condi iile unor cursuri de schimb flotante, distorsioneaz semnificativ acurate ea predic iilor i, deci, valoarea lor decizional. n aceste condi ii, se poate afirma c agen ii economici din prima categorie, interesa i n formularea unor anticipa ii cu grad sporit de acurate e mai precis, interesa i de aspectul cantitativ al modificrilor survenite n cursul de schimb urmresc de o manier sistematic aceast evolu ie, orientndu-se n estimarea nivelului anticipat al cursului de schimb n func ie de nivelul su din perioadele precedente. Desigur, aceast formulare reprezint o particularizare a celor enun ate anterior, agen ii economici tinznd s-i formuleze anticipa iile prin extrapolarea cvasimecanic a situa iei curente, introducnd, eventual, o anumit corec ie n raport de evolu iile precedente. Introducerea anticipa iilor n modelul de determinare a cursului leului are la baz modelul autoregresiv de ordinul nti (AR1), de forma: Ct = a0 + a1Ct1 + t Modelul pune n eviden memoria operatorilor referitoare la o singur perioad din urm, deci, practic, se bazeaz pe o capacitate de memorare i asimilare a informa iilor pe termen foarte scurt, fr a ine seama de ceea ce s-a ntmplat cu mai multe perioade n urm. Pe baza eantionului format din cele 30 de valori lunare ale cursului leului, modelul autoregresiv de ordinul nti este: Tabelul 5 Variabila dependent: CURS LEU/EUR Metoda celor mai mici ptrate Eantionul: 30 Nr. de observa ii: 29 dup ajustare CURS LEU/EUR = a0 + a1 * C t-1 Coeficien i Eroarea standard

t-Statistic Probabilitatea 0 0 0,000 0,000 33.749 366,633 1,882

a a

01

0 0,9924 0,963 0,929 732,5082

Coef. de autocorela ie Coef. de autodetermina ie Eroarea standard

0,003987 248,848 Curs mediu F-statistic F-critic

Se observ c valorile coeficien ilor de autocorela ie, respectiv, de autodetermina ie sunt foarte mari (0,963, respectiv, 0,929), ceea ce nseamn c12

evolu ia cursului valutar al leului este puternic autoregresiv, nivelul anterior avnd o influen extrem de mare asupra nivelului curent al cursului. Eroarea standard este mic n compara ie cu valorile cursului, fapt care ne arat c modelul autoregresiv de ordinul nti are distorsiuni minime. Se observ valoarea foarte mare a nivelului de semnifica ie al parametrului a1 , comparativ cu nivelul minim acceptat i valoarea nul a

probabilit ii ca parametrul s fie incorect estimat. Parametrul a 0 s-a dovedit afi nesemnificativ, fapt pentru care a fost anulat. Influen a puternic pe care o exercit nivelul anterior al cursului asupra a ceea ce se ntmpl n prezent, d msura importan ei anticipa iilor operatorilor pe pia a valutar din Romnia. Acest lucru nseamn c o propor ie important a evolu iei monedei noastre na ionale se bazeaz nc pe anticipa ii i mai pu in pe influen ele obiective pe care cursul le sufer din partea celorlalte variabile macroeconomice. Anticipa iile sunt extrem de importante ntr-o economie de pia liber, fapt pentru care este necesar ca banca central i celelalte autorit i s acorde o aten ie maxim semnalelor pe care le transmit spre pia a valutar, care este foarte sensibil la informa ii referitoare la eventuale ocuri sau deprecieri brute. Aa cum s-a putut constata, modelele unifactoriale, elaborate pn acum, pun n eviden influen a mai mare sau mai mic pe care fiecare dintre variabilele luate n considerare o exercit asupra cursului de schimb al leului. Ele ofer informa ii utile despre comportamentul cursului de schimb al leului, putnd servi la n elegerea acestuia. Influen ele ce se manifest asupra cursului de schimb al leului sunt, ns, integrate ntr-un sistem mai larg i nu pot fi reflectate dect cu ajutorul modelului multifactorial, care ia n considerare ac iunea simultan a acestor variabile factoriale.

2.3. Estimarea parametrilor modeluluin urma selectrii variabilelor factoriale semnificative, se poate trece la elaborarea modelului final, care ia n considerare to i factorii de influen considera i importan i n determinarea comportamentului cursului valutar al leului. Modelul final este construit, prin urmare, pe baza influen ei simultane exercitate de balan a de pl i externe (reprezentat de soldul comer ului exterior, SCE), de masa monetar (M2), de rata dobnzii (d), de rezervele interna ionale brute (RIB) i de cursul de schimb din perioada anterioar (Ct-1), conform ecua iei generale: Ct = a1 SCEt-1 + a2 M2t + a3 dt + a4 RIBt + a5 Ct-1 + t

13

Utiliznd eantionul format din cele 30 valori lunare ale cursului leului, ale soldului comer ului exterior, ale masei monetare, ale ratei dobnzii i ale rezervelor interna ionale brute, se determin valorile estimate ale parametrilor modelului multifactorial, care pune n eviden influen a simultan a celor cinci variabile factoriale asupra comportamentului cursului de schimb al leului, respectiv: Tabelul 6 Variabila dependent: CURS LEU/EUR Metoda celor mai mici ptrate Eantionul: 30 Nr. de observa ii: 29 dup ajustare CURS LEU/EUR = a1 SCEt-1 + a2 M2t + a3 dt + a4 RIBt + a5 Ct-1 Coeficien i Eroarea t-Statistic Probabilitatea standard

a

1

0,92207 10,8304 -121,501 -0,52145 1,06487 0,9414 718,629 1,971

0,95368 7,79124 81,3515 0,33257 0,04735 Curs mediu F-statistic F-critic

0,9668 1,3900 -1,4935 -1,568 22,489

0,34325 0,17726 0,14832 0,12998 0,00000 33.749 77,204 1,882

a2 a3 a4

a5Coef. de determina ie Eroarea standard Durbin Watson

Se observ c valoarea coeficientului de determina ie (0,9414) este foarte mare, ceea ce arat c, practic, peste 94% din varia ia cursului de schimb al leului se datoreaz influen ei cumulate a varia iei soldului comer ului exterior, a masei monetare, a ratei dobnzii, a rezervelor interna ionale brute i ale cursului din perioada anterioar. Aceasta nseamn c legtura dintre cele cinci variabile factoriale i cursul valutar al leului este foarte puternic. Erorile standard sunt destul de mici, adic distorsiunile de estimare ale parametrilor sunt acceptabile, ceea ce nseamn c modelul multifactorial care include cele cinci variabile factoriale este semnificativ. Valoarea F-statistic este destul de mare n raport cu F-critic, ceea ce nseamn c influen a celor cinci variabile factoriale asupra cursului leului este puternic. Din aceste interpretri, rezult capacitatea relativ bun a modelului multifactorial de a anticipa evolu ia monedei na ionale, el reuind s se adapteze

14

destul de bine condi iilor existente. Trebuie re inut totui faptul c modelul este construit pe valori lunare, perioadele aa-zis scurte fiind, de fapt, de ordinul sptmnilor sau chiar al lunilor. Alte ncercri de ameliorare a modelului, n sensul completrii sale cu alte variabile de influen , nu au dat rezultate, dovedind-se c modelul care ia n considerare influen a simultan a soldului comer ului exterior, masei monetare, ratei dobnzii, rezervelor interna ional brute i a cursului din perioada anterioar este cel mai ilustrativ pentru comportamentul cursului valutar al leului n perioada studiat. Analiza modelului econometric nu se ncheie ns aici, urmnd o etap important de verificare a rezultatelor ob inute cu ajutorul testelor statistice, n vederea validrii sau invalidrii acestora, n func ie de concluziile la care ne conduce verificarea statistic.

2.4. Verificarea statistic a modeluluiEtapa de verificare a modelului econometric pe baza unor teste statistice este absolut necesar, datorit faptului c estimarea parametrilor si se realizeaz pe seama unor eantioane de date mai mult sau mai pu in reprezentative. Astfel, pe baza unui numr relativ redus de valori (n cazul nostru, 30 de valori lunare), se dorete s se ajung la estimri valabile pentru o colectivitate general format din sute de valori. Orice modificare a volumului eantionului duce, de regul, la modificarea valorilor estimate, ceea ce nseamn c aceste valori au un grad ridicat de relativitate. n aceste condi ii, apar probleme legate de msura n care solu iile modelului propus pot fi generalizate, de faptul c estima iile ob inute pot fi semnificative sau doar ntmpltoare, rezultat al unei conjuncturi de valori din cadrul eantionului, precum i de limitele ntre care estimatorii pot varia fr a influen a aprecierile ini iale i concluziile referitoare la semnifica ia lor. Aceste probleme sunt rezolvate n general cu ajutorul testelor statistice, care studiaz semnifica ia parametrilor modelului econometric i calitatea acestuia de a descrie rela ia de dependen dintre cursul de schimb i variabilele factoriale luate n considerare. Pentru ca modelul elaborat s fie corect din punct de vedere statistic, trebuie s ndeplineasc, n primul rnd, condi ia de normalitate a variabilei aleatoare i, prezentat n etapa formulrii ipotezelor de lucru. Aceasta se poate verifica cu ajutorul mai multor teste statistice, dintre care s-a utilizat testul Helmert7, bazat pe reparti ia 2, care const n compararea frecven elor absolute efective, ni, ataate valorilor variabilei aleatoare, cu valorile teoretice, pi. Efectuarea testului 2 presupune parcurgerea urmtoarelor etape:7

Elisabeta Jaba, Statistica, Editura Sedcom Libris, Iai, 1996, pag. 223 224

15

1. Se formuleaz ipoteza nul H0, prin care se admite normalitatea distribu iei variabilei aleatoare; 2. Se calculeaz valorile standardizate zi; 3. Se determin, din tabelul GaussLaplace8, valorile (zi) corespunztoare; 4. Se calculeaz valorile teoretice pi = (zi) (zi1); 5. Se determin o valoare calculat 2c:

2c = i =1

k

(ni npi )2 = 7,42npi

6. Valorile calculate ale testului 2 se compar cu valoarea tabelat a acestuia, 20,05;4 = 9,487, luat din anexa 3. Se observ c valoarea calculat este mai mic dect valoarea tabelat, de unde rezult c ipoteza de normalitate a variabilei aleatoare se accept. n vederea verificrii modului n care este confirmat ipoteza homoscedasticit ii de ctre comportamentul variabilei aleatoare prezentat n etapa formulrii ipotezelor de lucru se realizeaz un test Fisher (F). n acest sens, s-a sec ionat irul valorilor variabilei aleatoare n trei segmente a cte 10 valori i s-au determinat dou valori calculate, F1calculat = 1,856 i F2calculat = 1,942. Aceste valori calculate se compar cu valoarea tabelar, Ftabelar(9; 9; 0,05) = 3,178, corespunztoare distribu iei Fisher Snedecor (anexa 4) i rezult c ambele valori Fcalculat < Ftabelar, ceea ce nseamn c nu exist deosebiri semnificative ntre varian e, adic variabila aleatoare este homoscedastic. Verificarea ipotezei autocorelrii variabilei aleatoare se realizeaz cu ajutorul testului Durbin Watson9, care presupune parcurgerea urmtoarelor etape: 1. Se stabilete ipoteza nul (H0) conform creia variabila aleatoare este autocorelat; 2. Se determin valoarea dcalculat, dup rela ia:

8 9

C. ipo, C. Preda, Econometrie, Editura Mirton, Timioara, 2006 C. Chilrescu, Modele econometrice aplicate, Editura Mirton, Timioara, 1994, pag. 25 28

16

( i i1 )dcalculat =i=2

n

2

i =1

n

= 1,9712 i

3. Se determin din tabelele Durbin Watson, pentru nivelul de semnifica ie = 0,05, numrul de grade de libertate n 1 = 28 i numrul de variabile factoriale k = 5, valorile tabelare dinferior = 1,03 i dsuperior = 1,85; 4. Se compar dcalculat cu valorile tabelare i rezult c dcalculat > dsuperior, ceea ce nseamn c ipoteza autocorelrii variabilei aleatoare se respinge, adic valorile variabilei aleatoare sunt independente ntre ele, ceea ce implic faptul c i nregistrrile de date n eantioane au fost independente. Verificarea capacit ii modelului de a reconstitui valorile empirice ale

cursului de schimb Ct prin intermediul valorilor estimate Ct se realizeaz prin

compararea valorilor empirice Ct cu valorile generate de model Ct , precum i a valorilor estimate Ct cu media acestora, pentru a pune n eviden dou tipuride abateri.

Prima dintre acestea este abaterea valorilor estimate Ct n raport cumedia, abateri care se consider c apar datorit modificrii factorilor de

influen . Valorile estimate ale cursului de schimb Ct se situeaz fie sub medie,fie peste medie, n func ie de valorile variabilelor factoriale X1i, X2i, , Xki . Existen a acestor abateri este sintetizat de varian ele cursului valutar datorate variabilelor factoriale (sx12, sx22, , sxk2). A doua categorie o constituie abaterea valorilor empirice Ct de la

valorile estimate Ct , ca urmare a ac iunii variabilei aleatoare. Varian a valorilorempirice n raport cu dreapta de regresie exprim, de fapt, mprtierea variabilelor aleatoare ( s i ). Testarea capacit ii modelului de a reconstitui valorile empirice ale2

cursului de schimb Ct prin intermediul valorilor estimate Ct se realizeaz prinparcurgerea urmtoarelor etape: 1. Se stabilete ipoteza nul (H0), conform creia mprtierea valorilor

estimate ale cursului valutar Ct datorit factorilor de influen nu difersemnificativ de mprtierea acelorai valori datorit ntmplrii; 2. Reparti ia pe baza creia se realizeaz acest test este Fisher Snedecor, iar nivelul de semnifica ie este = 0,05;17

3. Se determin valoarea calculat F-statistic = 77,204 4. Se determin valoarea tabelar, F-critic = 1,882, din tabelul reparti iei Fisher Snedecor (anexa 4) n func ie de nivelul de semnifica ie = 0,05 i de n1 1 = 28 i n2 1 = 28 grade de libertate; 5. Se compar valoarea calculat cu valoarea tabelar i se observ c Fstatistic > F-critic, deci, ipoteza nul se respinge, ceea ce nseamn c modelul a rezistat verificrii, fiind util analizei i previzionrii cursului de schimb. Parcurgerea tuturor acestor etape ale verificrii statistice a modelului econometric, precum i ale celor referitoare la verificarea parametrilor modelului, duc la ideea unei anumite nesiguran e privind calitatea rezultatelor ob inute. n urma acestor multiple verificri, bazate pe ipoteza reparti iei normale a variabilelor analizate (rezultativ, factoriale, aleatoare), aceast nesiguran dispare i, chiar dac nu exist certitudini, exist convingerea c, pentru o probabilitate suficient de mare, concluzia la care se ajunge este cea adevrat.

2.5. Previzionarea cursului de schimb al leului pe baza modelului econometric multifactorialPreviziunea evolu iei fenomenelor economice, n general, i a cursurilor valutare, n special, reprezint de cele mai multe ori obiectivul final al modelrii econometrice, constituind elementul central al verificrii validit ii modelului elaborat. Previziunile generate de modelele econometrice urmresc s prefigureze comportamentul viitor al cursului valutar n raport cu influen ele directe i indirecte exercitate asupra lor de ctre variabilele factoriale. Deoarece previziunea se bazeaz pe un numr relativ mare de elemente, abordate n interac iune, i n contextul rela iilor cauzale dintre cursul de schimb i factorii de influen , se poate afirma c modelele econometrice reprezint o modalitate superioar de cunoatere anticipativ n economie. Este adevrat, ns, c i aceast variant de analiz implic riscul comiterii de erori semnificative, n ciuda aparatului statistic destul de complex pe care se bazeaz. Un element extrem de important al previzionrii cursului valutar l reprezint orizontul de timp care trebuie avut n vedere, care poate fi scurt, mediu sau lung. Nu exist o unitate de preri n ceea ce privete definirea exact a orizontului de timp, dar, n mod conven ional, se poate spune c o previziune pe termen foarte scurt nu depete apte zile, una pe termen scurt este cuprins ntre apte zile i trei luni, o previziune pe termen mediu vizeaz un orizont de

18

timp cu o durat cuprins ntre trei luni i trei ani, iar peste trei ani previziunea este considerat ca fiind pe termen lung.10 Exist mai multe metode de previzionare a cursului valutar. Unele se bazeaz pe o analiz economic care pornete de la premisa existen ei unor rela ii stabile ntre cursul valutar i alte variabile economice. Aceste metode permit elaborarea unor previziuni pe termen mediu i lung. Altele, se fundamenteaz pe formularea unor previziuni pe termen foarte scurt pe seama comportamentului din trecut al cursului de schimb al leului, cu ajutorul modelelor autoregresive. Previziunile bazate pe modelul multifactorial al cursului valutar al leului se realizeaz astfel: se atribuie variabilelor factoriale (masa monetar, rata dobnzii, soldul comer ului exterior i rezervele interna ionale brute) valori preconizate rezultate din aplicarea modelului pe perioade de timp cunoscute i apoi se determin viitoarele valori ale cursului valutar pe baza modelului. Corectitudinea acestor previziuni depinde de urmtoarele condi ii: valorile atribuite variabilelor factoriale sunt reale; comportamentul constatat n trecut n ceea ce privete rela iile dintre variabilele modelului, nu se va modifica semnificativ, astfel nct structura exprimat prin parametrii de regresie va rmne neschimbat; nu vor interveni noi factori semnificativi i nici situa ii excep ionale care s modifice esen ial comportamentul cursului valutar al leului. O modalitate important de mbunt ire a performan elor modelelor econometrice const n depirea cadrului strict matematic sau statistic al analizei, ceea ce presupune: luarea n considerare a solu iilor previzionate deja pentru cele mai recente perioade de timp, n sensul reevalurii i ajustrii predic iilor; utilizarea informa iilor de natur calitativ n vederea ajustrii previziunilor i apropierii lor ct mai mult de realitate; asigurarea unui anumit rol experien ei i intui iei n analiza rezultatelor ob inute. n ceea ce privete modalitatea de ob inere a valorilor estimate ale cursului de schimb, dac procedeul n sine nu ridic probleme, n schimb asigurarea acurate ei previziunii presupune parcurgerea unei serii de etape care include analize, verificri, reevaluri care au drept scop final diminuarea erorilor de previzionare.

10

C. ipo, C. Preda, Econometrie, Editura Mirton, Timioara, 2006

19

Astfel, eroarea de previziune ( t ) reprezint abaterea valorii previzionate

Ct n raport cu valoarea real Ct , ob inut sub form de diferen ( = C C ) i apari ia ei poate fi atribuit urmtoarelor cauze:t t t

ac iunea factorilor ntmpltori, care determin abateri aleatoare de distribu ie normal; distorsionarea parametrilor estima i ca urmare a faptului c datele utilizate provin de multe ori din eantioane de volum redus, ceea ce le face neconforme cu ipotezele metodei celor mai mici ptrate sau ale altor metode de estimare; omiterea unor factori importan i de influen (unii de natur calitativ) sau alegerea unor func ii neadecvate; determinarea unor valori eronate, sub sau supraevaluate, ale variabilelor factoriale prevzute pentru perioadele de predic ie. n acest fel, pentru a verifica dac modelul final al leului a fost corect elaborat, neafectat de distorsiuni sistematice, trebuie s se determine dac erorile de previzionare sunt minime i dac sunt datorate exclusiv unor factori aleatori. Pentru a putea atinge acest deziderat, se parcurg urmtoarele etape: 1. Pregtirea elaborrii previziunii. n cadrul acestei etape, se verific datele, n sensul eliminrii erorilor de observare sistematice, se asigur omogenitatea datelor, prin utilizarea unei singure surse de provenien , se verific statistic modelul i se procedeaz la stabilirea valorilor cunoscute ale variabilelor factoriale. 2. Elaborarea previziunii n varianta ini ial. Se realizeaz prin estimarea parametrilor de regresie pentru perioada cunoscut t i se ob in a1 , valorile estimate ale parametrilor modelului:

a

2

,a

3

,a

4

,a

5

conform tabelului 7.6.

3. Analiza erorilor de previzionare rezultate. n aceast etap, se studiaz abaterile dintre valorile estimate i cele reale, att prin prisma dimensiunii i a capacit ii lor de a reflecta modificrile semnificative ale tendin ei de evolu ie, ct i din punctul de vedere al calit ii acestor abateri de a fi conforme cu ipotezele metodei celor mai mici ptrate. Pentru a ob ine previziuni ct mai precise, se poate verifica modelul i cu ajutorul previziunilor expost. Aceste previziuni se refer la perioade de timp pentru care se cunosc date reale, existnd posibilitatea testrii preciziei prognozei. Posibilele distorsiuni aferente previzionrii cursului leului cu ajutorul modelului multifactorial se datoreaz faptului c datele utilizate au fost

20

prezentate sub forma valorilor lunare deoarece aceasta este perioada de timp minim pentru care pot fi nregistrate masa monetar, rata dobnzii, comer ul exterior i rezervele interna ionale brute date lunare care implic prelucrri suplimentare pentru analiza unei variabile de tipul cursului valutar, care evolueaz zilnic. Acest lucru este, ns, n mare msur compensat de influen a major pe care o au respectivele variabile asupra cursului de schimb al leului. Ca urmare, modelul multifactorial poate fi utilizat cu o probabilitate suficient de mare de acurate e pentru estimri ale comportamentului cursului de schimb al leului pe termen mediu (pe perioade de pn la un an), cu condi ia completrii lui permanente cu datele noi care apar pe parcurs i, mai ales, cu condi ia ca pia a valutar s nu fie influen at n mod semnificativ de factori exogeni, care nu au fundament economic, de tip institu ional sau politic. 4. Analiza calitativ a valorilor previzionate ale cursului valutar. Aceast etap este una de apreciere a concordan ei evolu iei previzionate a cursului valutar cu ceea ce se cunoate din teoria economic de specialitate sau din experien a practic. Pentru a putea aprecia corect concordan a valorilor previzionate pe baza modelului multifactorial cu evolu ia real a cursului de schimb al leului, este necesar s inem seama de faptul c politica valutar n Romnia se afl ntr-o perioad de schimbri radicale. Aceast schombare este rezultatul op iunii de reducere a subordonrii politicii cursului de schimb obiectivului privind echilibrul extern i de valorificare a tendin ei de apreciere n termeni reali a leului n scopul accelerrii dezinfla iei, prin adoptarea strategiei inflation targeting. n aceste condi ii, regimul cursului de schimb al leului i pstreaz, n anumite limite, caracteristicile flotrii controlate, managed floating, trstur care ns se estompeaz, pe msura creterii aportului productivit ii la sus inerea productivit ii externe, ceea ce va permite trecerea, n final, la o flotare liber a cursului de schimb. Totodat, trebuie s in seama i de faptul c obiectivul major pe termen mediu i lung al Romniei este integrarea n Uniunea European, care presupune legarea mecanismului cursului de schimb al leului de ERM2 i, ulterior, cnd vor fi ndeplinite criteriile necesare, adoptarea euro drept moned na ional. 5. Actualizarea modelului. Deoarece modelul transpune condi ii trecute n previzionarea evolu iei viitoare a comportamentului cursului de schimb al leului, orizontul su de predic ie este relativ restrns, aprnd necesitatea obiectiv a actualizrii sale permanente. Acest lucru se realizeaz prin introducerea de noi date, pe msur ce acestea apar, prin verificarea periodic i modificarea, dac este cazul, a valabilit ii rela iilor descrise de ecua iile

21

modelelor, precum i prin introducerea unor noi variabile factoriale atunci cnd se consider c este necesar. Din prezentarea etapelor de elaborare a modelului econometric, ce caracterizeaz evolu ia cursului valutar al leului, rezult c previziunile realizate pe baza acestuia se fundamenteaz n mare msur pe tiin a modelrii cantitative, dar i pe arta de a aprecia i corecta rezultatele ob inute cu ajutorul unor analize calitative, rspunznd, n acelai timp, necesit ilor activit ii practice.

3. Model econometric de evaluare a riscului valutarn general, riscul este un concept aplicabil fenomenelor sociale, economice, politice sau naturale, originea sa aflndu-se n incertitudinea care poate sau nu s genereze o pagub, n func ie de o evolu ie viitoare necunoscut. n fapt, riscul este un element de incertitudine care poate genera o pagub. Pentru n elegerea no iunii de risc, se pornete de la termenul de incertitudine, termen ce exprim o stare de nesiguran cu privire la viitor, o necunoatere a ceea ce urmeaz s se ntmple n legtur cu rezultatele unei decizii luate ntr-un anumit domeniu. Astfel, o ac iune este considerat incert atunci cnd este posibil ob inerea mai multor rezultate, fr s se cunoasc probabilitatea de apari ie a unuia sau altuia dintre ele. Spre deosebire de incertitudine, riscul se caracterizeaz prin posibilitatea determinrii unei legi de probabilitate pentru rezultatele scontate, indicnd posibilitatea cunoaterii acestei legi de ctre deciden i. Riscul i incertitudinea se combin n diverse propor ii, deoarece, n realitate, incertitudinea, nesiguran a nu pot fi eliminate n totalitate, existnd n permanen posibilitatea apari iei unor evenimente imprevizibile, care pot provoca abateri de natur s modifice fundamental condi iile ini iale i care genereaz pierderi. Deasemenea, riscul poate fi asimilat cu probabilitatea ca un anumit eveniment nefavorabil s aib loc, msurarea lui fiind realizat cu ajutorul unor metode de evaluare bazate pe teoria probabilit ilor. Trebuie subliniat ns faptul c, pe de o parte, probabilitatea i riscul sunt fenomene ce se nso esc pe o anumit arie de manifestare, dar, pe de alt parte, sunt concepte diferite. Probabilitatea ne indic n ce msur este posibil producerea unui anumit eveniment n condi ii bine determinate, pentru fiecare eveniment posibil existnd o anumit probabilitate de apari ie. Riscul este o caracteristic specific ntregii distribu ii de probabilit i, el fiind asociat unei probabilit i de apari ie a unor evenimente nedorite.

22

n contextul economiei mondiale contemporane, atitudinea fa de riscul valutar poate varia de la indiferen fa de acesta, cu suportarea consecin elor financiare ale acestui risc, care uneori sunt dezastruoase pentru o firm i pn la o atitudine de contientizare riguroas a posibilelor efecte ale acestui risc i administrarea lui n mod profesional prin intermediul a diverse metode de acoperire. Aceast gestionare a riscului valutar are ca scop reducerea la minimum a costurilor cu diferen ele de schimb valutar care la un moment dat pot avea un impact negativ serios asupra patrimoniului sau veniturilor firmei, avnd att o component pe termen scurt, ct i una pe termen lung. Pe termen scurt, administrarea riscului valutar are drept scop realizarea unor cheltuieli de evitare a riscului ct mai mici, astfel nct ele s se situeze sub cuantumul sumelor care s-ar pierde n absen a protec iei, n timp ce pe termen lung se urmrete ca aceste cheltuieli de protejare mpotriva riscului valutar s nu reprezinte dect o propor ie redus din valoarea pierderilor poten iale. Pentru exportator exist riscul ca, n perioada de derulare a contractului scurs ntre data ncheierii contractului i data efecturii pl ii cursul de schimb al valutei n care este libelat crean a s scad n raport cu moneda na ional (aceasta din urm se repreciaz) i, astfel, pre ul pe care l ob ine pentru presta ia sa, pre exprimat n unit i monetare na ionale, s fie mai mic dect cel previzionat, nregistrndu-se o pierdere. De cealalt parte, pentru importator exist riscul ca, n perioada de derulare a contractului, cursul de schimb al valutei n care este libelat datoria s creasc n raport cu moneda na ional (aceasta din urm se depreciaz), majorndu-se astfel, pre ul de cumprare, exprimat n unit i monetare na ionale, ceea ce provoac, de asemenea, o pierdere. Aceste dou ipoteze se refer la evolu iile nefavorabile ale cursului de schimb pentru importator i pentru exportator, ns trebuie avut n vedere i faptul c evolu iile cursului de schimb se pot petrece i n sens invers celui prezentat anterior, ceea ce poate aduce profituri suplimentare, att importatorului, ct i exportatorului. Singura posibilitate de protec ie mpotriva riscului valutar este o evaluare ct mai riguroas a acestuia i utilizarea selectiv a metodelor de acoperire cele mai indicate la un moment dat. Aceast selec ie trebuie s aib ca obiectiv minimizarea pierderilor din diferen ele nefavorabile de curs sau chiar ob inerea unui profit de pe urma acestor diferen e, dac gestionarea riscului este corect realizat. n teoria economic s-au cristalizat, la ora actual, o serie de modele statistico-matematice care formalizeaz un obiectiv complex al gestiunii financiare, i anume, cel al optimizrii corela iei dintre randamentul unei activit i i riscul implicat de realizarea acesteia, n vederea ob inerii unei gestionri eficiente a capitalului de inut. Aceast problematic nregistreaz o

23

preocupare tot mai evident din partea specialitilor, n condi iile n care pie ele valutare i financiare nregistreaz volatilit i sporite, determinnd o rela ie direct ntre randamentul ob inut i riscul aferent. De regul, realizarea unui profit mare ntr-o perioad scurt de timp este nso it de un risc maxim, care se poate concretiza fie n ob inerea unui profit mai mic dect cel scontat, fie n pierderea total a sumei investite sau chiar n falimentul firmei care a riscat. Dimpotriv, dezideratul ob inerii unor profituri mai mici i pe o perioad mai lung de timp este nso it de cele mai multe ori de un risc minim, existnd toate ansele ca activitatea n care s-a investit s aib rezultatele ateptate. Dac n activitatea financiar n general discutm despre o anumit rentabilitate a unei investi ii, fie ea direct productiv sau de plasare de capital, pe pia a valutar putem vorbi despre randamentul cursului de schimb. Astfel, din perspectiva unui exportator autohton care efectueaz cheltuieli de ob inere a unui produs exprimate n moned na ional, iar apoi vinde acest produs n exterior primind un pre n valut, orice devalorizare a monedei na ionale pe parcursul derulrii contractului reprezint o diferen favorabil care poate fi interpretat ca un profit suplimentar. Acest profit suplimentar care a fost realizat datorit varia iei cursului de schimb al monedei na ionale fa de valuta n care a fost libelat crean a, poate fi interpretat ca un randament al cursului de schimb. Cu alte cuvinte, dac varia ia cursului de schimb este n sensul deprecierii monedei na ionale se nregistreaz un randament pozitiv al cursului, i el produce un profit pentru exportator, iar dac cursul de schimb se apreciaz, vom nregistra un randament negativ, adic o pierdere pentru exportator. Binen eles c din punctul de vedere al unui importator lucrurile stau exact invers, acestuia fiindu-i favorabil aprecierea cursului i nregistrnd pierderi n cazul deprecierii acestuia, ns no iunea de randament al cursului de schimb rmne neschimbat. Pentru evaluarea riscului valutar, teoria probabilit ilor a re inut ca relevan i urmtorii parametri statistici: 1. Valoarea medie r a randamentelor ri ponderate cu probabilit ile de apari ie pi:n

r =

r pi i =1

i

24

2. Varian a (dispersia) randamentelor fa de valoarea medie 2, calculat ca sum a ptratelor diferen elor dintre randamentele ri i media acestora r ponderate cu probabilit ile de apari ie pi:

2 = (ri r )2 pii =1

n

3. Abaterea medie ptratic sau abaterea standard , calculat ca rdcin ptrat a varian ei:

= 2Din perspectiva evalurii riscului valutar, parametrii respectivi au o importan deosebit, avnd n vedere faptul c toate studiile sunt efectuate pe baza valorilor pe care le iau acetia. Media poate fi asimilat cu randamentul (deprecierea) scontat a cursului de schimb pentru perioada viitoare, respectiv deprecierea care are cea mai mare probabilitate de a se realiza. Varian a se poate asimila cu riscul ca deprecierea real s se abat de la valoarea medie, avnd n vedere faptul c ea este determinat ca o sum a abaterilor fa de medie nregistrate anterior. Deoarece varian a, prin rela ia ei de calcul, este de ordinul ptratului valorilor analizate, fapt care ngreuneaz cercetarea, n practica statistic riscul este evaluat de obicei prin intermediul abaterii medii ptratice (standard) care, reprezentnd rdcina ptrat a varian ei, este de ordinul valorilor luate n studiu. Astfel, se poate admite c riscul este msurabil prin intermediul valorilor negative ale abaterii standard, care nseamn pierderi de randament, n timp ce valorile pozitive ale abaterii standard reprezint creteri de randament, adic prima de risc. Pe baza parametrilor statistici prezenta i, care formalizeaz variabilele economice implicate de analiza riscului valutar, se pot construi diverse modele de evaluare ale acestui risc, lund n considerare datele oferite de evolu ia cursului de schimb pe anumite perioade de timp. Riscul valutar aferent unor opera iuni de comer interna ional ce presupune utilizarea mai multor monede na ionale este cuantificat i n principal ajutorul varian ei. Varian a sau dispersia (2) valorilor cursului de schimb fa de cursul mediu este un parametru statistic determinat ca sum a ptratelor diferen elor dintre valorile cursului de schimb i media acestora.

25

Rela ia respectiv arat c varian a se poate asimila cu riscul ca deprecierea real s se abat de la valoarea medie, avnd n vedere faptul c ea este determinat ca o sum a abaterilor fa de medie nregistrate anterior. Din acest motiv, analiza dinamicii riscului valutar propus n continuare se va baza pe analiza dinamicii i a factorilor de influen ce determin apari ia varian ei (a fluctua iilor) cursului valutar. Acestea pot fi analizate cu ajutorul unei tehnici cunoscute sub numele de analiz dispersional sau ANOVA.11 Tehnica respectiv reprezint un procedeu de studiere a varian ei unei variabile n cazul nostru cursul valutar al leului n raport cu factorii de influen ai acesteia. Procedeul const n descompunerea varia iei totale a unui ansamblu de date nregistrate pentru variabila studiat n componente ale varia iei, definite dup sursele acesteia, precum i compararea componentelor respective pentru a stabili dac factorii considera i cauz au influen semnificativ asupra cursului. n func ie de cauzele care determin varia ia, componentele acesteia pot fi grupate n dou categorii: componenta explicativ sau efect, ce reprezint varia ia determinat de factorii de influen lua i n considerare; componenta rezidual, care nu poate fi pus pe seama unui anumit factor de influen , fiind efectul cumulat al tuturor factorilor aleatori ce ac ioneaz asupra cursului valutar. n func ie de numrul factorilor de influen inclui n analiz, ANOVA poate fi aplicat fie ca o analiz unifactorial, fie ca una multifactorial. Pentru studiul de fa , s-a ales varianta bifactorial, cu interac iune ntre factori, n scopul separrii influen elor asupra varian ei cursului valutar pe trei componente: una pe termen scurt, una pe termen mediu i una pe termen lung. Avnd n vedere faptul c varian ele sunt n principiu neaditive, pentru descompunerea varia iei se poate recurge la suma ptratelor abaterilor valorilor cursului de schimb de la media acestuia, sum cunoscut sub numele de varia ie. n vederea aplicrii modelului ANOVA bifactorial pe datele aferente cursului valutar al leului, au fost nregistrate 30 de valori lunare n perioada 2002 2005, iar apoi valorile respective au fost separate pe trei eantioane a cte zece valori consecutive. Fluctua iile (varian a) cursului de schimb al leului au fost analizate ca i dinamic i factori de influen pentru o perioad format din cele trei perioade rezultate din acest mod de eantionare, considerndu-se c varia iile pe coloane (date de varia iile lunare ale cursului) reprezint factorul de influen pe termen11

T. Baron, C. Anghelache, Emilia i an, Statistic, Editura Economic, Bucureti, 1996, pag. 127 137; Elisabeta Jaba, op. cit., pag. 303 320

26

scurt, iar varia iile pe linii (date de varia iile de la un an la altul ale randamentului) reprezint factorul de influen pe termen lung. Interac iunea dintre acestea reprezint factorul de influen pe termen mediu. Pentru a putea realiza analiza varian ei, se efectueaz urmtoarele nota ii: se presupune c factorii pe termen scurt se manifest n nS nivele independente, iar factorii pe termen lung se manifest n nL nivele independente, n timp ce interac iunea dintre cele dou categorii de factori se manifest pentru nSL observa ii. Numrul total de observa ii va fi: n = nS + nL + nSL + n Pentru nivelurile factorilor de influen , vom avea urmtorii indeci de varia ie: n raport cu factorul de influen pe termen scurt: i = 1, 2, , nS; n raport cu factorul de influen pe termen lung: j = 1, 2, , nL; n raport cu interac iunea dintre factorii de influen (termen mediu): k = 1, 2, , nSL; Sursele varia iei cursului valutar sunt sistematizate ntr-un tablou de tip ah (tabelul 7), n care sunt reprezentate nivelurile independente nS i nL ale celor doi factori de influen , respectiv cele nSL niveluri ale interac iunii dintre acetia: Tabelul 7 Nivelul Nivelul factorilor de influen pe Medii pentru factorilor de termen lung fiecare nivel al influen pe factorului pe 1 .. j .. nL termen scurt termen scurt 1 c11k .. c1jk .. c1nLk c1

i

ci1k .. .. ..

cijk .. .. ..

cinLk

nS Medii pentru fiecare nivel al factorului pe termen lung

cnS1k

cnSjk

cnSnLk

ci cnSc

c1

cj

cn L

27

n ultima coloan i ultima linie a tabelului ah sunt reprezentate mediile cursului de schimb corespunztoare fiecrui nivel al celor doi factori de influen lua i independent, calculate pentru cele k eantioane a cte nSL observa ii. Cu c s-a notat media cursului de schimb aferent tuturor celor n observa ii, care se determin dup rela ia:

c =

1 n S n L n SL c ijk n i=1 j=1k =1

Cu cij s-a notat media cursului de schimb corespunztoare fiecrui eantion k, determinat dup rela ia:

c ij =

1 n SL c ijk n SL k = 1

Cu ci s-a notat media cursului de schimb corespunztoare tuturor grupelor asupra crora ac ioneaz nivelul i al factorului pe termen scurt, care se determin astfel:

ci =

n L n SL 1 c ijk n S n SL j = 1 k = 1

Cu c j s-a notat media cursului de schimb corespunztoare tuturor grupelor asupra crora ac ioneaz nivelul j al factorului pe termen lung, care se determin dup rela ia:

cj =

n S n SL 1 c ijk n L n SL i = 1 k = 1

Dup ce se determin aceste medii ale cursului de schimb al leului, aferente eantioanelor respective, pentru a trece la analiza bifactorial, se descompune varia ia total astfel: VT = VTS + VTL + VTS+TL + V

28

unde VT varia ia total a cursului de schimb; VTS varia ia cursului de schimb datorit influen ei factorilor ce ac ioneaz pe termen scurt, numit i varia ie intergrupe; VTL varia ia cursului de schimb datorit influen ei factorilor ce ac ioneaz pe termen lung, numit i varia ie intergrupe; VTS+TL varia ia cursului de schimb datorit interac iunii dintre cei doi factori; V varia ia rezidual datorit factorilor aleatori, numit i varia ie intragrup, deoarece exprim varia ia din interiorul fiecrei grupe sau eantion. Varia ia total (VT), este definit ca sum a ptratelor abaterilor valorilor cursului de schimb de la medie i se determin astfel:

V T = (c ijk c )i=1 j=1k =1

nS

n L n SL

2

Estimatorul varian ei (dispersiei) totale se determin mpr ind varia ia total la numrul gradelor de libertate asociat, care este n 1:2 sT =

VT n 1

Varia ia cursului de schimb datorit influen ei factorilor ce ac ioneaz pe termen scurt (VTS) se determin dup rela ia:

V TS = n L n SL (c i c )i=1

nS

2

Estimatorul varian ei pe termen scurt se determin mpr ind varia ia pe termen scurt la numrul gradelor de libertate asociat, care este nS 1:2 sTS =

VTS nS 1

Varia ia cursului de schimb datorit influen ei factorilor ce ac ioneaz pe termen lung (VTL) se determin astfel:

29

V TL = n S n SL (c j c )j =1

nL

2

Estimatorul varian ei pe termen lung se determin mpr ind varia ia pe termen lung la numrul gradelor de libertate asociat, care este nL 1:2 sTL =

VTL nL 1

Varia ia cursului de schimb datorit interac iunii factorilor pe termen scurt i pe termen lung (VTS+TL) se determin astfel:

V TS + TL = n SL (c ij c i c j + c )i=1 j =1

nS

nL

2

Estimatorul varian ei interac iunii factorilor pe termen scurt i pe termen lung se determin mpr ind varia ia TS+TL la numrul gradelor de libertate asociat, care este (nS 1) (nL 1):2 sTS +TL =

VTS +TL (nS 1)(nL 1)

Varia ia rezidual (V), ce cuantific influen a factorilor aleatori asupra cursului de schimb, se calculeaz astfel:

V = (c ijk c ij )i = 1 j = 1k = 1

nS

n L n SL

2

Estimatorul varian ei reziduale se determin mpr ind varia ia rezidual la numrul gradelor de libertate asociat, care este nS + nL + (nSL 1):

s2 =

V nS + nL + (nSL 1)

Valorile varia iilor i ale estimatorilor, calculate pe baza celor trei eantioane de date sunt date n tabelul 7.8:

30

Sursa varia iei

Componentele varia iei totale

Grade de libertate 2 4 8 15 29

Tabelul 8 Estimatorii varian elor s2TS = 32432865 S2TL = 794793 s2TS+TL = 5368485 s2 = 210686 S2T = 3936313

Factorul pe termen VTS = 64865730 scurt Factorul pe termen VTL = 3179174 lung Interac iunea dintre VTS+TL = 42947881 factori Varia ia rezidual V = 3160300 Varia ia total VT = 114153085

Pornind de la valorile varia iilor i ale estimatorilor varian elor aferente, se trece la formularea i testarea ipotezelor din cadrul analizei bifactoriale cu interac iune ntre factori. Ipotezele pentru ANOVA bifactorial cu interac iune ntre factori sunt n numr de trei, i anume: 1. Ipoteza nul conform creia toate mediile de tip ci sunt egale, cu ipoteza contrar c cel pu in o medie de acest tip este diferit de celelalte: H0: c1 = = ci = = cnS 2. Ipoteza nul conform creia toate mediile de tip c j sunt egale, cu ipoteza contrar c cel pu in o medie de acest tip este diferit de celelalte: H0: c1 = = c j = = cn L 3. Ipoteza nul conform creia toate mediile de tip cij sunt egale, cu ipoteza contrar c cel pu in o medie de acest tip este diferit de celelalte: H0: c11 = c12 = = c1nL = c21 = c22 = = cnS nL Primele dou ipoteze se testeaz cu ajutorul testului Fisher, considernd la numrtorul raportului F al acestui test o estima ie a varia iei explicat pe

31

seama factorului pe termen scurt, respectiv, pe termen lung, iar la numitor estimatorul varian ei intragrupe (s2). Pentru cea de-a treia ipotez, se folosete valoarea testului F, calculat ca raport ntre estimatorul varian ei interac iunii dintre factorii pe termen scurt i pe termen lung, i estimatorul varian ei intragrupe (s2). Pentru prima ipotez nul, calculul valorii F a testului Fisher se face cu rela ia:2 sTS s2

FTS =

Valoarea ob inut este FTS = 153,938. Aceast valoare calculat se compar cu valoarea tabelar (critic) Fcritic = 3,682 care a fost aleas din tabelele reparti iei Fisher. n urma compara iei, rezult c FTS este mult mai mare dect Fcritic, adic ipoteza nul se respinge i se trage concluzia c factorul pe termen scurt influen eaz semnificativ fluctua iile cursului de schimb. Pentru a doua ipotez nul, valoarea F a testului Fisher se determin cu rela ia:2 sTL s2

FTL =

Valoarea ob inut este FTL = 3,772. Aceast valoare calculat se compar cu valoarea tabelar Fcritic = 3,055 care a fost aleas din tabelele reparti iei Fisher. n urma compara iei, se observ c FTL este cu pu in mai mare dect Fcritic, deci ipoteza nul se respinge i spunem c i factorul pe termen lung influen eaz semnificativ fluctua iile cursului de schimb. Se poate vedea, ns c pe termen lung, fluctua iile cursului sunt mult mai slabe, deci riscul aferent este mult mai mic dect pe termen scurt. Pentru a treia ipotez nul, valoarea F a testului Fisher se calculeaz astfel:

FTS +TL =

2 sTS +TL s2

32

Valoarea calculat este FTS+TL = 25,480 i se compar cu valoarea tabelar Fcritic = 2,640. n urma compara iei, rezult c FTS+TL este mai mare dect Fcritic, deci ipoteza nul se respinge i se trage concluzia c interac iunea dintre factorii pe termen scurt i termen lung influen eaz semnificativ fluctua iile cursului de schimb. O prim concluzie care se poate trage din rezultatele testrii celor trei ipoteze este aceea c to i factorii de influen , att pe termen scurt, ct i pe termen lung, precum i interac iunea dintre acetia au influen e semnificative asupra fluctua iilor cursului de schimb al leului, ceea ce nseamn c acesta prezint un grad destul de mare de volatilitate pentru fiecare factor temporal analizat. n al doilea rnd, se observ c pentru factorul pe termen scurt apare cea mai mare diferen ntre valoarea calculat i cea critic, ceea ce nseamn c pe termen scurt fluctua iile i, n consecin , riscul sunt cele mai mari. Altfel spus, volatilitatea pe termen scurt a cursului leului este relativ ridicat. A treia concluzie este c pe termen lung, aceast volatilitate se atenueaz foarte mult, diferen a dintre valoarea calculat i cea tabelar fiind practic nesemnificativ. nseamn c, pe termen lung, opera iunile valutare care implic leul romnesc au un risc redus i c operatorii de pe pia a valutar trebuie s aib ncredere pe termen lung n moneda noastr na ional. n fine, interac iunea dintre factorii pe termen scurt i pe termen lung are i ea o oarecare influen , aceasta fiind ns i ea destul de slab, diferen a dintre F calculat i F critic fiind destul de mic, ceea ce nseamn c influen ele pe termen scurt i cele pe termen lung se intercondi ioneaz ntr-o msur destul de sczut. n principiu, se poate, deci, spune c, n perioada studiat, a existat un anumit grad de risc valutar aferent tranzac iilor interna ionale care au implicat utilizarea leului, care a ac ionat att pe termen scurt, ct i pe termen mediu i lung. De aceea, riscul valutar constituie, nc, un factor perturbator al activit ii exportatorilor i importatorilor romni. Acest lucru se ntmpl, ns, ntr-o msur mult mai mic dect n anii anteriori, ceea ce arat o stabilizare semnificativ a pie ei valutare din Romnia. Concluzia final este c varia iile cursului de schimb al leului genereaz un risc valutar moderat, ndeosebi pe termen scurt. Acest risc este datorat n cea mai mare msur condi iilor interne, ceea ce face ca tranzac iile interna ionale ce implic utilizarea leului s aib un anumit grad de nesiguran , att pentru operatorii romni, ct i pentru cei strini. Trebuie, totui, subliniat c aceeai evolu ie arat foarte limpede c aprecierea continu a leului, controlat ntr-o anumit msur de Banca Na ional a Romniei, nu este suficient. Este necesar finalizarea restructurrii economiei romneti i orientarea acesteia i

33

mai pregnant spre economia mondial. Cursul de schimb al leului reprezint o prghie important de reglare a comer ului exterior romnesc, care trebuie ns completat i cu alte elemente stimulatoare, care s integreze armonios spa iul economicosocial romnesc n cel european i mondial. Elementele specifice ale modelelor construite de-a lungul acestui capitol fac ca utilizarea lor n modelarea dinamicii cursului de schimb al leului s fie diferit. Modelele bazate pe influen a parametrilor economiei romneti sunt mai eficiente pentru perioadele normale, caracterizate de o evolu ie a cursului lipsit de fluctua ii majore, n timp ce modelele de cuantificare a efectului n timp sunt mai indicate pentru perioadele de criz, de fluctua ii accentuate ale cursului. Oricare ar fi ns mrimea decalajului n timp a analizei, modelele respective trebuie utilizate pentru previziuni pe termen relativ scurt, avnd n vedere c ele, de fapt, extrapoleaz anumite concluzii bazate pe evolu ia anterioar, ceea ce nseamn c orice modificare semnificativ n condi iile ini iale duce la distorsionarea modelului. Fa de alte metode de cercetare a cursurilor valutare, metodele cantitative, bazate pe instrumente matematice i statistice, aduc elemente noi de caracterizare, care altfel nu ar fi putut fi puse n eviden , fapt care a constituit motiva ia principal a orientrii studiului ntreprins spre utilizarea modelelor econometrice ale cursului valutar al leului. Problematica modelrii variabilelor economice este extrem de complex, elementele specifice procesului de tranzi ie adugndu-i noi dimensiuni, neputndu-se astfel formula concluzii cu caracter definitiv. Se poate, ns, aprecia c modelele econometrice aduc un aport tiin ific, teoretic i opera ional semnificativ n vederea sus inerii unor decizii att la nivel micro, ct i la nivel macroeconomic.

34

BIBLIOGRAFIE PARTE APLICATIV1. Baron T., Anghelache C., Bucureti, 1996 i an E., Statistic, Editura Economic,

2. Chilrescu C., Modele econometrice aplicate, Editura Mirton, Timioara, 1994 3. Levine D.M., Stephan D., Krehbiel T.C., Berenson M.L., Statistics for Managers using Microsoft Excel, Third Edition, Prentice Hall, 2002 4. Pecican E., Econometrie, Editura ALL, Bucureti, 1994 5. Pindyck R.S., Rubinfeld D.L., Econometric Models and Economic Forecasts, McGrawHill, Fourth Edition, 1998 6. ipo C., Modelarea comportamentului cursului de schimb al leului, Editura Universit ii de Vest, Timioara, 2003 7. ipo C., Preda C., Statistic Economic, Editura Mirton, Timioara, 2004 8. ipo C., Preda C., Econometrie, Editura Mirton, Timioara, 2006 9. Anuarul Statistic al Romniei, anii 2000 2005 10. Rapoartele lunare i anuale ale Bncii Na ionale a Romniei, anii 2000 2006

35