Crisis hipotecaria de finales de siglo y su efecto en el bienestar del

Crisis hipotecaria de finales de siglo y
su efecto en el bienestar del
consumidor, caso Bogotá1
NELSON CHÁVEZ
LUIS CARLOS GUZMÁN R.
MARCOS VERA LEYTON2
Resumen
Este documento resume parte de los resultados encontrados para Colombia en la
investigación sobre la crisis hipotecaria de finales de los noventa en Bogotá, cuyo
aporte es medir el impacto que la crisis hipotecaria generó en el bienestar del
consumidor de vivienda en Bogotá. Para lo cual se estimó una función de demanda
de vivienda nueva que permitiera determinar el comportamiento de ésta en la
ciudad, a partir de la cual se podrían establecer las variables que explicaran la
crisis hipotecaria en el periodo de estudio.
Se encontró que la crisis hipotecaria generó una pérdida significativa de bienestar
para los consumidores de vivienda, unos $45.849 millones de pesos de 2007, que
representada en metros cuadrados perdidos equivaldría a 30.566 metros cuadrados.
Palabras clave: bienestar del consumidor, ciclos de construcción, tasa de interés,
demanda de vivienda, precio de vivienda.
Abstract
This paper shows the results found in Colombian mortgage crisis research in the
later 90´s in Bogotá, it was found that mortgage crisis affected the household
economic welfare. Household for house buying function was estimated in order
to calculate the function in the city.
These mortgage crises generated a significant lost in the richer of house owners
because of the “back houses given for paid” act to banking sector. This lost was
estimated in $45.849.0 millions of pesos of 2007 or 30.566 square meters.
Key words: housing construction cycles, interest rates, house prices.
Clasificación JEL: D12, D18, D19.
1
Este documento se deriva de la investigación “Vivienda, créditos hipotecarios, especulación y crisis
colombiana en la década de los noventas caso Bogotá ¿Otro efecto de la globalización?”, financiada por la
Universidad Autónoma de Colombia. Bogotá, D.C. Colombia – grupo TECA de la Facultad de Economía.
Agradecemos los comentarios de los Phds. Alejandro Vivas, Osvaldo Salas y Fernando Mesa que permitieron
enriquecer el documento. Agradecemos igualmente a Milena Muñoz y el grupo de estudiantes del
semillero de investigaciones de la Facultad por su colaboración y empeño.
2
Profesores investigadores Universidad Autónoma de Colombia.
Fecha de recepción: 15 de diciembre de 2007. Fecha de aceptación: 14 de febrero de 2008.
142
NELSON CHÁVEZ, LUIS CARLOS GUZMÁN R. & MARCOS VERA LEYTON
1. Introducción
El presente documento resume los resultados encontrados para Colombia
en la investigación sobre la crisis hipotecaria de finales del siglo anterior,
cuyo aporte es dar una medición sobre el impacto que causó en el bienestar
del consumidor bogotano de vivienda.
Para lo cual se estimó una función de demanda de vivienda nueva que
permitiera determinar el comportamiento de ésta en la ciudad, a partir de
ésta se podrían establecer las variables que explicarían la crisis hipotecaria
en el periodo de estudio.
Posteriormente se realizaron estimaciones econométricas estableciendo
una función de demanda de vivienda reducida, que introdujo los factores
dinámicos relacionados con la crisis de vivienda; se supuso que la demanda
se ajustaba hacia su valor de equilibrio mediante un vector de corrección
de errores. Para propósitos del trabajo se utilizó un modelo logarítmico que
permitiera encontrar las elasticidades de largo plazo, con el objetivo de
analizar la sensibilidad que presentaba la demanda de vivienda en Bogotá
ante cambios en las diferentes variables explicativas y por consiguiente
revela el impacto de la crisis hipotecaria en el bienestar del consumidor de
vivienda.
Se escogieron modelos de series de tiempo y se manejaron tal como Nellis
y Longbottom los aplicaron ya que la metodología econométrica permitía
determinar elasticidades de largo plazo, las cuales podían ser utilizadas
para calibrar los determinantes de la demanda de vivienda.
Se partió de la cointegración multivariada, utilizando el test de cointegración
de Johansen (1995); en general el método seguido fue: desestacionalizar
las series, aplicar pruebas de raíz unitaria de Dickey-Fuller Aumentada
(ADF) en niveles, en primeras y en segundas diferencias, realizar el test de
cointegración de Johansen, estimar el modelo de vector autorregresivo
VAR(p) donde p es el número de rezagos y finalmente realizar pruebas de
raíz unitaria de Dickey-Fuller Aumentada (ADF) en niveles a los residuos
del VEC.
Para el modelo se construyó una base de datos trimestralizada (desde el
primer trimestre de 1990 hasta el cuarto trimestre del 2002) de las series
que comprendían el modelo a estimar.
Finalmente, se encontró que la crisis hipotecaria generó una pérdida
significativa de bienestar para los consumidores de vivienda, unos $45.849
millones de pesos de 2007, que representada en metros cuadrados perdidos
equivaldrían a 30.566 m2.
Economía y Desarrollo - marzo 2008, vol. 7, no 1
CRISIS HIPOTECARIA DE FINALES DE SIGLO Y SU EFECTO EN EL BIENESTAR DEL CONSUMIDOR
143
El documento en la primera parte hace referencia a la teoría del bienestar
y la utilidad del consumidor; en la segunda presenta el modelo aplicado; en
la tercera, el resultado del mismo y cierra con unas conclusiones.
2. Consumo y utilidad como medida de bienestar
La teoría de la utilidad compone uno de los elementos claves del pensamiento
económico, tanto clásico como contemporáneo. Desde los aportes iniciales
de Bernouilli hasta los más recientes de Machina, la idea de utilidad es
básica en el desarrollo de las teorías de la decisión (Ferrer; 2001, 2); y es
necesario considerar que todo el proceso económico pasa por el filtro de la
decisión, ya sea individual o colectiva.
El análisis económico se cimenta en la utilidad como uno de sus pilares
fundamentales. Bernouilli fue de los primeros en presentar la idea,
cuyos aportes fueron recogidos por Laplace, Dupuit y las denominadas
escuelas marginalistas austriaca e inglesa, representadas por Menger
y von Mises la primera y Jevons y Clark la segunda (López; 1995); la
influencia de Bernouilli alcanza las obras de Walras y Pareto. La
influencia en los marginalistas se observa en la concepción del equilibrio
basado en el concepto de utilidad relacionado al consumo de un bien o
servicio.
El bien tiene la capacidad de satisfacer las necesidades humanas; lo que
significa que la utilidad depende básicamente de un factor subjetivo en la
medida que el consumo de una unidad adicional le profiere una utilidad
extra al mismo. Por lo cual la pérdida de un bien reduciría la utilidad y el
bienestar del consumidor.
En el Glosario de Economía Industrial y de Derecho de Competencia el bienestar
del consumidor es definido como:
“El bienestar de los consumidores se mide a través de las ventajas
proporcionadas a los individuos por el consumo de bienes y servicios. En
teoría, el bienestar individual se define mediante la evaluación por parte
del individuo de su propia satisfacción teniendo en cuenta su renta y el
nivel de precios de los bienes y servicios. Para medir con exactitud el bienestar
de los consumidores, es preciso conocer pues las preferencias de los
individuos.
En la práctica, la economía aplicada del bienestar recurre a la noción de
excedente de los consumidores que es un indicador de bienestar total de
los consumidores. Desde este punto del derecho y de la política de la
competencia, las opiniones son discrepantes en cuanto al objetivo a
perseguir; para algunos, es preciso maximizar el excedente de los
Universidad Autónoma de Colombia
144
NELSON CHÁVEZ, LUIS CARLOS GUZMÁN R. & MARCOS VERA LEYTON
consumidores; para otros, es preciso así mismo tener en cuenta las ventajas
que se obtendrán por parte de los productores”3 .
El beneficio se puede definir como el bien que se hace o se recibe. Utilidad,
provecho. Acción de beneficiar minas o minerales4 .
Desde el punto de vista económico es la obtención del óptimo del consumidor.
“La toma de decisiones individuales, por lo tanto, consiste en comparar las
preferencias con las oportunidades existentes. El individuo racional dirige sus
actividades de tal manera que satisfaga de la mejor manera posible las
preferencias, partiendo de las oportunidades disponibles. Si deseamos hacer
uso del concepto de utilidad (…) decimos que el individuo racional debe escoger
una canasta o una combinación de consumo tal que maximice su utilidad. La
canasta de consumo que maximiza la satisfacción de un consumidor se constituye
por lo tanto, en el punto óptimo para esta persona”5 .
En todo caso cuando se presentan dos situaciones de precios e ingreso un
mismo consumidor elige de forma óptima dos vectores de bienes. En primer
lugar, el bienestar del consumidor puede haber aumentado o disminuido
entre dos estadios. Si conociéramos las preferencias del consumidor la
respuesta sería inmediata. En el caso en que no las conozcamos, es posible
ofrecer una respuesta parcial a esa pregunta utilizando argumentos de
preferencia revelada.
En segundo lugar, los cambios en el bienestar se podrían expresar como la
variación compensada, la variación equivalente y el excedente del
consumidor.
La vivienda es uno de los activos que puede tener una persona que posea
riqueza 6 y juega un papel muy importante para esta en razón a que el
inmueble puede ser utilizado como un espacio de reposo, para resguardarse
del medio ambiente, o puede usarse como inversión para obtener renta.
Adicionalmente, demanda una fracción importante del ingreso de los
individuos.
Adicionalmente al problema de asignación de recursos, invariablemente
surge un problema de la vivienda relativo a la participación del sector
habitacional en la absorción y asignación general de recursos y la
participación de los individuos en el empleo de los recursos de la vivienda
(Bajo, Oscar y Mones, María Antonia; 2001).
3
OCDE 1995. Op. At., pág. 18.
4
Definición tomada del diccionario Aristos.
5
Definición tomada del texto microeconomía intermedia.
6
Se entiende que la mayor inversión de las familias es la compra de vivienda.
Economía y Desarrollo - marzo 2008, vol. 7, no 1
CRISIS HIPOTECARIA DE FINALES DE SIGLO Y SU EFECTO EN EL BIENESTAR DEL CONSUMIDOR
145
Ésta es un bien básico de naturaleza compleja; no se produce ni se consume
por fragmentos, una vez creada se agrupa y forma un conjunto que representa
un recurso comunitario de gran importancia que la sociedad, de una u otra
forma, administra como un todo. La utilización de una unidad habitacional
afecta de forma real directa o indirectamente la utilidad de los demás (Smith;
1970: 13).
Debido a que la vivienda es un bien complejo e indispensable para el conjunto
de posibilidades de consumo de los agentes, el sistema que lo suministra
es también complejo y opera a gran escala. Este sistema, es decir, el
conjunto de actividades e interacciones que nace de la necesidad elemental
de alojamiento puede llamarse sector vivienda, el cual constituye en realidad
un subsector de la categoría más amplia de inversión privada o construcción.
Tal es la importancia de la vivienda que suele separarse de otros tipos de
construcciones tales como fábricas, edificios, oficinas, etc. (Sarmiento,
Alfredo; 2001).
En la economía de la vivienda se puede hacer referencia al contexto
microeconómico y macroeconómico. El sector de la vivienda desde el punto
de vista microeconómico, se refiere al procedimiento o la técnica de decidir
cuál habrá de ser la composición y distribución del producto total. Este
producto no designa solamente el volumen actual de construcción
residencial sino también los servicios prestados actualmente por el
conjunto preexistente de las viviendas. En este sector (vivienda) no hay
acontecimiento macroeconómico que no influya sobre el nivel de empleos
y la productividad de los recursos utilizados en la vivienda. Desde el punto
de vista macroeconómico el análisis se interesa en el aporte del sector a
la generación de riqueza y en el mejoramiento de la calidad de vida de los
agentes, así como en el consumo vía modificaciones de la función de
utilidad ya sea directa, indirecta o compensada (Colom, María y Cruz, María;
2004).
2.1 Consumo de vivienda y bienestar del consumidor
Para determinar el efecto que la crisis hipotecaria tuvo sobre el bienestar
del consumidor, el problema se abordó cuantificando y analizando lo sucedido
con la demanda de vivienda y cómo ésta afectó al deudor de crédito hipotecario
en la recesión de los noventa para Bogotá.
La investigación se sustentó en la teoría microeconómica, en especial la
del consumidor, y en lo referente al problema de maximización de la utilidad
que “estudia el problema de decisión del consumidor”. Suponemos que el
consumidor tiene una relación de preferencias racionales, continuas y no
saciables localmente, se tomó U(x) como una función de utilidad continua
que representara esas preferencias. Igualmente se asumió que el conjunto
de consumo se entendería como X = RL+.
Universidad Autónoma de Colombia
146
NELSON CHÁVEZ, LUIS CARLOS GUZMÁN R. & MARCOS VERA LEYTON
Como “el problema del consumidor es elegir su máximo consumo preferido”,
está sujeto a unos precios dados p >> 0 y a un nivel de riqueza w > 0; luego
el problema de maximización de utilidad (PMU) se podría expresar como:
MaxU ( x )
x≥0
s.a. p * x ≤ w
En el Problema de Maximización de Utilidad (PMU), el consumidor elige un
conjunto de canastas para consumo en el conjunto de la restricción Walrasiana
Bp, w = x ∈ RL+ : p * x ≤ w para maximizar su nivel de utilidad.
Se enfocó la atención en las propiedades de dos objetivos que emergen del
PMU: los conjuntos de consumo óptimos (el conjunto solución del PMU) y el
valor de la utilidad máxima del consumidor (la función valor del PMU).
La regla que asigna el conjunto de vectores de consumo óptimo en el PMU
para cada situación precio-riqueza (p,w) >> 0 es denotada por x(p,w) ∈ RL+ y
es conocida como la demanda Walrasiana o la demanda Marshalliana.
Si nos referimos a las propiedades de la función de demanda Walrasiana o
Marshalliana tendríamos que: “Suponga que u(.) es una función de utilidad
continua que representa una relación de preferencia ≥ no saciada
localmente definida en el conjunto de consumo X = RL+. Entonces la demanda
Walrasiana x(p,w) posee las siguientes propiedades:
(i)
Homogénea de grado cero en (p,w): x(αp, αw) = x(p,w) para cualquier p, w
y escalar α > 0.
(ii) Ley de Walras p * x = w para todo x ∈ x(p,w).
(iii) Convexidad: Si ≥ es convexa, es decir, que u(.) es cuasicóncava, entonces
x(p,w) es un conjunto convexo. Sin embargo, si ≥ es estrictamente
convexa, es decir, que u(.) es estrictamente cuasicóncava, entonces
x(p,w) contiene un solo elemento”.
En la teoría de la demanda de vivienda, “se reconoce que una vivienda es
un proveedor de flujo de servicios y un activo” (Henderson e Loannides,
1986; Loannides y Rosenthal, 1994). Suponiendo que los servicios de vivienda
se comportan como un bien normal, el flujo de demanda está disminuyendo
en su precio relativo y está aumentando en el ingreso. Este flujo de
demanda se convierte entonces en un stock deseado de vivienda,
normalmente –pero no siempre– (Henderson e Ioannides; 1983) se supone
que los servicios varían proporcionalmente con el stock.
Economía y Desarrollo - marzo 2008, vol. 7, no 1
CRISIS HIPOTECARIA DE FINALES DE SIGLO Y SU EFECTO EN EL BIENESTAR DEL CONSUMIDOR
147
El precio de los servicios de vivienda difiere del precio de compra: para las
casas que se alquilan este precio equivale simplemente a la renta pagada.
Las familias que poseen su propia casa incurren en un costo imputado de
uso7 , por ejemplo como muestra la ecuación (1). Esta incluye los costos de
mantenimiento y depreciación (d), más el costo de oportunidad de no invertir
en algún otro activo con un retorno nominal de i, parcialmente se compensa
con la tasa esperada de ganancia o pérdida de capital en la vivienda (He),
(H) es el precio por unidad de vivienda y p es la inflación. Se presentan
diferencias entre las viviendas destinadas a habitación para el dueño,
vivienda de familia, y la que se destina al alquiler, razón por la cual el costo
de oportunidad del primero es difícil de arbitrar para medir las rentas
(Ioannides y Rosenthal; 1994).
Costo de usuario= (i + δ − π − H e ) * ( H ) (1)
La demanda de vivienda como activo es la demanda por stock. La vivienda
puede rentar un flujo de ingreso actual, es decir, un ingreso por
arrendamientos Rh, y una ganancia del capital, donde t es el tipo impositivo.
En ausencia de mercados de capitales imperfectos o regulación financiera,
el retorno total (riesgo-ajustado) en los activos de vivienda debería arbitrar
en otros recursos, esto se muestra en la Ecuación (2) (Meen; 1990).
Rh + H − δ = (1 − τ )it − π t (2)
Cuando el consumo de vivienda y la demanda de activos difieren, lo cual es
posible dadas las diferencias entre las ecuaciones (1) y (2), la discrepancia
es resuelta por la decisión de tenencia. Si el stock equivalente de demanda
de consumo excede la demanda de inversión, la vivienda se alquila,
mientras si ocurre lo contrario, el individuo posee su propia casa y
posiblemente también algunas propiedades de inversión. Algunas viviendas
también podrían poseerse aun cuando su demanda de consumo excede su
demanda de activo no restringido.
Los incrementos en las tasas de interés reales reducen la demanda de
consumo por vivienda y la demanda de la inversión a través de la sustitución
intertemporal porque el retorno de los activos alternativos se incrementa.
Las distorsiones en el mercado financiero de vivienda pueden generar otros
canales a través de los cuales las tasas de interés afectan la demanda, de
manera que podrían diferir de un país a otro. Por ejemplo, las tasas de interés
nominales pueden afectar la demanda de vivienda si las restricciones
crediticias limitan el tamaño de reembolso relativo de la hipoteca al ingreso
7
En este costo se puede involucrar el mantenimiento de la vivienda y el pago de impuestos, entre otros.
Universidad Autónoma de Colombia
148
NELSON CHÁVEZ, LUIS CARLOS GUZMÁN R. & MARCOS VERA LEYTON
(Lessard y Modigliani, 1975; Stevens, 1997). Las restricciones de pago de
contado (Stein, 1995) y restricciones en la oferta crédito (Throop, 1986;
McCarthy y Peach, 2002) también podrían influir en la sensibilidad de la
tasa de interés de demanda de vivienda”8 .
Vale aclarar que la vivienda puede ser analizada bajo dos criterios; la
demanda por el activo y la demanda por el servicio de ese bien, que solo se
mencionan con el propósito de referenciarlos, pero el objetivo principal de
este documento es establecer los efectos de la crisis de vivienda en Bogotá
en el bienestar del consumidor para lo cual se estima una función de
demanda de vivienda reducida.
3. Modelo: especificación y estimación
Para poder determinar las causas que desencadenaron la crisis hipotecaria
en Bogotá en el segundo quinquenio de la década de los noventa, el efecto en lo
económico y en el bienestar del consumidor de vivienda, fue necesario estimar
una función logarítmica de demanda restringida, que permitiera estimar las
respectivas elasticidades de largo plazo de las variables, a través de
estimaciones econométricas de cada una de las variables independientes,
que se consideraron serían explicativas de la demanda de vivienda.
Utilizar funciones logarítmicas permitía obtener las respectivas elasticidades
de largo plazo para analizar la sensibilidad que presenta la demanda de
vivienda en Bogotá ante variaciones en las diferentes variables explicativas
y por consiguiente revelarían el impacto de la crisis en el bienestar del
consumidor.
La función de demanda reducida de vivienda utilizada sería:
ln DV = β 1 + β 2 ln IPVN + β 3 ln P + β 4 ln RF + β 5 ln TIH + β 6 ln Y + β 7 ln IPC + ε (3)
Siendo:
DV: La demanda de vivienda, medida a través los metros cuadrados del área
por construir de edificaciones de vivienda para Bogotá: Fuente: Dane. Cifras
publicadas en los boletines de Estadística.
IPVN: El índice de precios de vivienda nueva (Base diciembre de 2003=100).
Este índice fue determinado por el DNP, y fue empalmado con el índice de
8
Se puede consultar “Housing Construction Cycles and Interest Rates” y documentos sobre las crisis thailandesa
y koreana en los noventas.
Economía y Desarrollo - marzo 2008, vol. 7, no 1
CRISIS HIPOTECARIA DE FINALES DE SIGLO Y SU EFECTO EN EL BIENESTAR DEL CONSUMIDOR
149
precios de la vivienda nueva calculado por Carrasquilla, et al. (1994). Serie
deflactada con IPC. Fuente: La vivienda en Colombia: sus determinantes socioeconómicos y financieros, Clavijo, Sergio et al. (2003).
P: El tamaño de la población, Fuente: ENH, Dane, Cálculo de los autores.
RF: La riqueza financiera familiar, medida a través del Índice de la Bolsa de
Bogotá (IBB) empalmado por Asobancaria con el Índice General de la Bolsa
de Colombia (IGBC).
TIH: La tasa de interés hipotecaria no VIS. Tasa de interés de colocación de
créditos destinados a vivienda. Fuente: La vivienda en Colombia: sus
determinantes socio-económicos y financieros, Clavijo, Sergio et al. (2003).
Y: El ingreso familiar. Ingresos familiares promedios laborales y no laborales.
Fuente: ENH, Dane, Cálculo de los autores.
IPC: El Índice de Precios al Consumidor.
ε: El término de error aleatorio.
Los modelos de series de tiempo escogidos se usaron tal como Nellis y
Longbottom los aplicaron puesto que la metodología econométrica de éstos
permitía determinar elasticidades de largo plazo, las cuales podían ser
utilizadas para calibrar los determinantes de la demanda de vivienda para
Bogotá de a cuerdo a lo especificado en la ecuación (3).
Igualmente, se partió de la cointegración multivariada, utilizando un test
de cointegración de Johansen (1995), en general el método a seguir fue el
siguiente: desestacionalizar las series, aplicar pruebas de raíz unitaria de
Dickey-Fuller Aumentada (ADF) en niveles, en primeras y en segundas
Tabla 1.
Signos esperados de los betas (b)
Variables
lnIPVN
lnP
Betas
β2
β3
Signo esperado
Positivo
Positivo
lnTIH
β4
β5
Negativo
lnY
β6
Positivo
lnIPC
β7
Positivo
lnRF
Fuente: Elaborado por los autores.
Universidad Autónoma de Colombia
Positivo
150
NELSON CHÁVEZ, LUIS CARLOS GUZMÁN R. & MARCOS VERA LEYTON
diferencias, realizar el test de cointegración de Johansen, estimar el modelo
de vector autorregresivo VAR(p) donde p es el número de rezagos y finalmente
realizar pruebas de raíz unitaria de Dickey-Fuller Aumentada (ADF) en
niveles a los residuos del VEC.
Para el modelo se construyó una base de datos trimestralizada (desde el
primer trimestre de 1990 hasta el cuarto trimestre del 2002) de las series
que comprende el modelo a estimar.
3.1 Test de cointegración de Johansen
Se realizaron pruebas de raíz unitaria y se determinaron los órdenes de
integración de cada una de las series que involucran las variables a utilizar,
se procedió a realizar la prueba de cointegración de Johansen. De acuerdo a
Montenegro (2002), es importante aclarar que la combinación lineal de varias
variables no estacionarias puede producir una estacionaria I(0); a este proceso
se le llama cointegración. Para que existiera cointegración entre las variables,
éstas deberían tener el mismo orden de integración, porque de lo contrario
una serie podría tener una velocidad de ajuste más rápida que las otras y por
lo tanto sería imposible que su combinación lineal sea un I(0).
Todas las variables del modelo estimado fueron de tipo I(1), excepto el tamaño
de la población, el índice de precios al consumidor que son ambas I(2) y el
ingreso familiar que es I(0). Por lo tanto, el modelo a estimar fue el siguiente:
ln DVSA = β 1 + β 2 ln IPVNSA + β 3ln RF + β 4 ln TIHSA + ε
(4)
Luego de determinar la nueva especificación del modelo, se realizó el Test
de Cointegración de Johansen, el cual determinaría la cantidad de
relaciones o de ecuaciones de cointegración que existían para llegar al
equilibrio de largo plazo.
La prueba de cointegración se estimó utilizando un VAR con cuatro rezagos
y suponiendo que no había tendencia lineal en los datos con intercepto en
la ecuación de cointegración, es decir se corrió un VAR(4).
Los resultados obtenidos de la prueba mostraron que existía una sola relación
de cointegración, puesto que al observar la primera hipótesis, el estadístico
λtraza, identificado en la salida como el likelihood ratio es mayor al valor
crítico al 1%, es decir 70,53 > 54,46, con lo cual se rechazó la hipótesis
que no había ninguna relación de cointegración. Al pasar a la siguiente
hipótesis, el likelihood ratio fue menor al valor crítico al 1%, 23,87 < 35,65,
por lo tanto, no se pudo rechazar la hipótesis que existía máximo una
relación de cointegración; por consiguiente, hay una relación de
cointegración. La salida también mostró el vector de cointegración que
Economía y Desarrollo - marzo 2008, vol. 7, no 1
CRISIS HIPOTECARIA DE FINALES DE SIGLO Y SU EFECTO EN EL BIENESTAR DEL CONSUMIDOR
151
indicaba el equilibrio (1, -2,21, -0,50, 3,88, -9,26). Esta relación de
cointegración podía interpretarse como que:
ln DVSA = 2,21ln IPVNSA + 0,5 ln RFSA − 3,88 ln TIHSA + 9,26 (5)
Ecuación que representaría la función de equilibrio de largo plazo para la
demanda de vivienda en Bogotá.
3.2. Estimación del Vec
El VEC utilizado tenía la misma especificación de la prueba de cointegración
de Johansen, es decir, con cuatro rezagos y suponiendo no tendencia lineal
en datos con intercepto en la ecuación de cointegración. El VEC es el
siguiente:
log DVSA(−1) − 2.2190 log IPVNSA( −1)

D (log DVSA) = −0,5488
 (6)
−
−
+
−
−
RFSA
TIHSA
0
,
5063
log
(
1
)
3
,
8820
log
(
1
)
9
,
2660


Donde -0,5488 es la velocidad de ajuste y es estadísticamente significativo.
Entre más cercano a cero más rápido se llega al equilibrio en el largo plazo.
El VAR (4) de la función de demanda de vivienda para Bogotá es:
D(LOGDVSA) = -0,5488398706*( LOGDVSA(-1)–2,21901143*LOGIPVNSA (-1)
- 0,5063797939*LOGRFSA(-1) + 3,882001582*LOGTIHSA(-1) – 9,266023148)
- 0,2166401785*D(LOGDVSA(-1)) – 0,08877431643*D(LOGDVSA(-2))
+ 0,3531317079*D(LOGDVSA(-3)) + 0,3063859925*D(LOGDVSA(-4))
- 8,262617263*D(LOGIPVNSA(-1)) – 6,173080541*D(LOGIPVNSA(-2))
+ 3,36425572*D(LOGIPVNSA(-3)) – 0,2314168037*D(LOGIPVNSA(-4))
+ 1,689220081*D(LOGRFSA(-1)) + 0,8993397704*D(LOGRFSA(-2))
- 1,821167492*D(LOGRFSA(-3)) – 2,556314971*D(LOGRFSA(-4))
+ 1,338474181*D(LOGTIHSA(-1)) – 0,9852737201*D(LOGTIHSA(-2))
+ 2,384499052*D(LOGTIHSA(-3)) + 1,719048919*D(LOGTIHSA(-4))
+ 0,05746737425 (7)
4. Resultados del Modelo
Para determinar las posibles causas que desencadenaron la crisis
hipotecaria en Bogotá y el efecto sobre el bienestar del consumidor de
vivienda, se analizaron los resultados de las elasticidades de largo plazo de
la función de demanda de vivienda para la capital arrojadas por el modelo y
se efectuó el respectivo análisis de la economía descriptiva.
Universidad Autónoma de Colombia
152
NELSON CHÁVEZ, LUIS CARLOS GUZMÁN R. & MARCOS VERA LEYTON
Retomando el VEC estimado (ecuación 5):
ln DVSA = 2,21 ln IPVNSA + 0,5 ln RFSA − 3.,88 ln TIHSA + 9,26
Los coeficientes (betas) representan las elasticidades de largo plazo que
permitían explicar cómo la demanda de vivienda en Bogotá respondía
negativamente a incrementos en la tasa de interés con un coeficiente de
-3,88%, mientras que lo hace positivamente al precio de la vivienda 2,21%
y a la riqueza familiar 0,5%.
La elasticidad del índice de precios de vivienda nueva permitió deducir que
al incrementar el precio de la vivienda en 1% la demanda por este tipo de
inmueble aumentaba en 2,21%, asimismo mostró alta elasticidad de la
demanda ante variaciones en los precios de vivienda.
Este resultado parecería ir en contravía de la teoría económica; sin embargo,
para el caso estudiado es consistente con la burbuja de precios9 que
comenzó a inflarse a principios de los noventas y se desinfló para finales de
la década, como se puede observar en la gráfica 1.
Gráfica 1.
Demanda de Vivienda (DV) VS. RF
Fuente: Elaborado por los autores.
¿Cómo una burbuja especulativa explicaría que a mayor precio, más
demanda del bien?
9
Burbuja especulativa para el sector de la construcción que llevó el precio de la vivienda en Colombia a
niveles insospechados.
Economía y Desarrollo - marzo 2008, vol. 7, no 1
CRISIS HIPOTECARIA DE FINALES DE SIGLO Y SU EFECTO EN EL BIENESTAR DEL CONSUMIDOR
153
La burbuja especulativa en Colombia se generó en forma distinta a la
presentada en otras latitudes “Listing prices” puesto que mientras los
incrementos de precios de los inmuebles deberían darse a consecuencia de
mayor demanda (Estados Unidos 2003-2006, Tailandia 1993-1997), en
Colombia se ven distorsionados por las variaciones diarias de la UPAC, que
generaron una alteración de precios y una “ilusión de valorización” al
consumidor de vivienda nueva que estimulaba la demanda de la misma a
medida que nuevas etapas de conjuntos residenciales iniciaban su
construcción.
La fórmula de cálculo de la UPAC sufrió continuas modificaciones siendo
las más dramáticas las efectuadas en los noventas. Para 1993 se incluyó el
75% de la DTF y se redujo a una semana el tiempo de rezago contemplado
para esta variable y la inflación, lo que incrementó el grado de vulnerabilidad
de la UPAC ante cambios inesperados en la economía; asimismo causó gran
volatilidad y un incremento exorbitante del valor de la UPAC.
Vale recordar que la fórmula inicial de la UPAC contemplaba sólo la inflación,
y el tiempo era de doce meses como factor de rezago.
El resultado: incremento de la volatilidad en el valor de la Unidad haciéndola
más vulnerable a cambios en la tasa de interés, así como más propicia a la
especulación en una relación perversa de incentivos a la inflación que
incrementaban la DTF, y por ende daba la ilusión de obtener valorizaciones
de la propiedad en muy corto tiempo, a la vez atizaba la inflación, la DTF, la
UPAC, y mayor demanda; factor que desencadenó la especulación en el precio
de la vivienda nueva en la capital.
Por su parte, la riqueza financiera familiar (medida a través del índice de la
bolsa de valores), y que se incluye para representar las expectativas de los
agentes consumidores, presenta una elasticidad de largo plazo con la
demanda de vivienda nueva de 0,5 lo que significa que al incrementarse la
riqueza financiera en 1% la demanda de vivienda lo hace en 0,5%, que
puede interpretarse como que la demanda de vivienda nueva se comporta
de manera inelástica o poco sensible ante variaciones en la riqueza
financiera de la sociedad. El comportamiento de estas variables se puede
apreciar en la gráfica.
Como se observa en la gráfica 2, la riqueza financiera tuvo una tendencia
al alza entre marzo de 1991 y septiembre de 1997 pasando de 12,65 a 161,1,
registrándose un crecimiento del 1,173%. Para 1998 la tendencia cambia
regresando a algoritmos similares a los alcanzados en 1993 dada la pérdida
significativa de los activos que las familias sufren a partir de 1998,
representados en los bienes embargados y rematados, así como los ofrecidos
en dación de pago. Esta última como única salida de las familias a su
problema de endeudamiento hipotecario.
Universidad Autónoma de Colombia
154
NELSON CHÁVEZ, LUIS CARLOS GUZMÁN R. & MARCOS VERA LEYTON
Gráfica 2.
Excedente del consumidor
Finalmente, la elasticidad de la tasa de interés hipotecaria con respecto a
la demanda de vivienda nueva es de -3,88, significando que un aumento de
1% en la tasa de interés genera una disminución de 3,88% en la demanda
de vivienda, lo que confirma la sensibilidad de la demanda de vivienda a
variaciones en la tasa de interés hipotecaria no VIS10 . Que refleja el efecto
de la exorbitante tasa de interés de los noventas, que tuvieron que afrontar
las familias para la adquisición de vivienda.
5. Bienestar del consumidor
5.1 Excedente del consumidor
Para cuantificar el efecto de la crisis de vivienda en el bienestar del
consumidor, se utilizó la tasa de interés hipotecaria no vis y no el índice
de precios de vivienda nueva (2,21), porque el IPVN aunque es una variable
importante para los planes de demanda de vivienda nueva en Bogotá por
parte de las familias no es la variable referente, es decir, el IPVN estimula
la demanda siempre que los precios se incrementen como factor de
“ilusión de valorización”11 . Por lo tanto, esta variable no permite estimar
la pérdida real del bienestar que sufrieron los bogotanos en la época de
crisis. Mientras que, por su parte, se podría afirmar que la tasa de interés
hipotecaria no vis es el precio de referencia de la demanda de vivienda,
10 VIS: Vivienda de interés social.
11 En razón a la teoría del “Listing Prices”, mayores precios de los inmuebles causan mayor demanda.
Economía y Desarrollo - marzo 2008, vol. 7, no 1
CRISIS HIPOTECARIA DE FINALES DE SIGLO Y SU EFECTO EN EL BIENESTAR DEL CONSUMIDOR
155
ya que a las familias les interesa principalmente tener la capacidad de
pago mensual para cumplir con la cuota hipotecaria y no el precio de la
misma, y la cuota mensual no solo depende del monto prestado para la
adquisición de la vivienda sino de la tasa de interés nominal del
momento.
De acuerdo con la teoría del excedente del consumidor, normalmente no
interesa tanto el nivel absoluto del excedente del consumidor como la variación
que experimenta cuando existen cambios en la economía. Supongamos que
el precio de un bien varía de p’ a p’’. La gráfica 3 muestra la variación del
excedente del consumidor provocada por una variación del precio. El excedente
del consumidor es la diferencia entre dos áreas aproximadamente
triangulares y por lo tanto tiene una forma aproximadamente trapezoidal,
constituida a su vez por dos áreas, que son el rectángulo R, y el área
aproximadamente triangular T. El rectángulo mide la pérdida de excedente
que se produce porque ahora el consumidor está pagando más por las unidades
que continúa consumiendo. Al subir el precio, el consumidor continúa
consumiendo x’’ unidades del bien y cada unidad ahora es más cara en p’’- p’,
lo cual significa que tiene que gastar (p’’- p’) x’’ más dinero que antes para
consumir solamente x’’ unidades del bien.
Pero esta no es toda la pérdida de bienestar puesto que hay que tener en
cuenta el efecto del incremento de precio del bien x, ya que esta persona
decide consumir menos bienes que antes; sacrifica el consumo de otros
bienes en razón a que el ingreso es estable y como el bien vivienda se
adquiere financiado no puede evitar el pago de la cuota mensual. El triangulo
T mide el valor del consumo perdido del bien x. La pérdida total que
experimenta el consumidor es la suma de estos dos efectos. R mide la pérdida
que significa tener que pagar más por las unidades que continúa
consumiendo “cuota hipotecaria”, y T mide la pérdida de la reducción del
consumo12 “menos metros comprados”.
Ahora bien, para propósitos del trabajo se tomó el excedente de consumidor
modificado en el sentido de cotejar tasa de interés (TIH%) contra metros
cuadrados QDV (m2), por lo cual el excedente se expresa en metros cuadrados
para posteriormente obtener el excedente en pesos.
Al observar la gráfica 1 –Demanda de Vivienda– la tasa de interés hipotecaria
no vis (TIH) se incrementó de 11,25% en marzo de 1998 a 26,76% en
diciembre de 199813 , representando un crecimiento de 137,8%, mientras
que la demanda de vivienda pasó de 269.480 metros cuadrados en marzo de
12 Tal como se encuentra en los textos de microeconomía intermedia.
13 Se toma el periodo de marzo a diciembre de 1998 para explicar la pérdida de bienestar, porque en este
periodo de tiempo, se presenta el mayor crecimiento de la tasa de interés hipotecaria de toda la década y
por lo tanto es un factor que gesta la crisis.
Universidad Autónoma de Colombia
156
NELSON CHÁVEZ, LUIS CARLOS GUZMÁN R. & MARCOS VERA LEYTON
1998 a 124.678 metros cuadrados en diciembre del mismo año, presentando
un decrecimiento de 53,73%, generándose incertidumbre en los deudores
hipotecarios, y pérdida en el bienestar del consumidor; por lo tanto, la
demanda diferencial obtenida del incremento en la TIH entre marzo y
diciembre de 1998, permite medir en términos de beneficios y costos el
incremento en la TIH en términos de la economía del bienestar. En la gráfica
3 se puede apreciar la pérdida del excedente del consumidor.
Gráfica 3.
Excedente del consumidor caso vivienda
En la tabla se resume la pérdida que sufrió el consumidor a causa del
incremento en las tasas de interés hipotecarias:
Tabla 2.
Pérdida del excedente del consumidor
Marzo
de 1998
Diciembre
de 1998
TIH (%)
11,25
26,76
DVN (m2)
269.480
124.678
Área R
(pérdida por
aumento en
TIH)
Área T
(pérdida por
disminución
en DVN)
Pérdida del
excedente
del
consumidor
19.337 m2
11.229 m2
30.566 m2
Fuente: Elaborado por los autores.
De acuerdo a la tabla anterior, la pérdida total en el bienestar del
consumidor debido al incremento en la tasa de interés de 15,51% fue de
Economía y Desarrollo - marzo 2008, vol. 7, no 1
CRISIS HIPOTECARIA DE FINALES DE SIGLO Y SU EFECTO EN EL BIENESTAR DEL CONSUMIDOR
157
unos $45.849.0 millones de pesos de 200714 , entendidos como 19.337 m2,
consecuencia del incremento en la tasa de interés, y 11.229 m 2 ,
consecuencia de la reducción en la cantidad demandada de vivienda nueva
en este periodo; por consiguiente, la pérdida total del bienestar del
consumidor en el periodo de tiempo de marzo a diciembre de 1998, donde
la tasa de interés hipotecaria obtuvo su mayor crecimiento, fue de 30.566
metros cuadrados.
6. Conclusiones
La tendencia creciente del índice de precios de vivienda nueva en Bogotá
durante el periodo 1990-1995 se derivó de la dinámica de la burbuja
especulativa que existió en el mercado hipotecario, resultado, en gran
medida, de la inclusión, para el cálculo de la UPAC, de un porcentaje
significativo de la DTF (70%), que generó una expectativa de mayor
rendimiento en los agentes económicos enceguecidos por las valorizaciones
de los predios. Los excesivos precios del mercado de vivienda empezaron a
reducir su ritmo de «valorización» y después de 1995 el mercado
inmobiliario a secarse, es decir, que se presentó un exceso de oferta de
viviendas, lo cual generó la reducción importante del IPVN, originando
consigo el rompimiento de la burbuja especulativa con una grave destorcida
de precios.
De acuerdo a las estimaciones econométricas, la riqueza financiera familiar
incentiva a la demanda de vivienda; en el primer quinquenio de los noventa
la riqueza financiera creció y con ella lo hizo la demanda de vivienda,
mientras que en la segunda mitad de la década de los noventa se presentó
pérdida de riqueza, debido básicamente a bienes embargados y rematados,
y a los devueltos en dación de pago, lo cual generó reducción en la demanda
de vivienda.
La crisis hipotecaria de la década de los noventa generó una pérdida
significativa de bienestar para los consumidores de vivienda, que
representada en metros cuadrados perdidos equivaldrían a 19.337 m2,
producto de lo pagado de más por las viviendas que continuaban
consumiendo, y 11.229 m2 como consecuencia del incremento en tasa de
interés de la financiación del inmueble, es decir, los consumidores en su
conjunto decidieron consumir menos que antes. Por lo que se puede
concluir que la crisis hipotecaria generó una pérdida total del excedente
del consumidor equivalente a 30.566 m2, unos $45.849.0 millones de pesos
de 200715 .
14 A $1,5 millones de pesos por metro cuadrado en Bogotá.
15 A $1,5 millones de pesos por metro cuadrado en Bogotá.
Universidad Autónoma de Colombia
158
NELSON CHÁVEZ, LUIS CARLOS GUZMÁN R. & MARCOS VERA LEYTON
La demanda de vivienda reacciona de manera inversa y sensible ante
variaciones en la tasa de interés hipotecaria no VIS, por lo que esa tasa de
interés estaría reflejando el precio referente de la demanda de vivienda, ya
que la cuota mensual a pagar no solo dependía del monto desembolsado
para la adquisición de vivienda sino de la tasa de interés del momento.
Bibliografía
Aristos. Diccionario Ilustrado de la Lengua Española. Barcelona: Ed. Ramón Sopena,
1972, pág. 94.
BAJO, OSCAR Y MONES, MARIA ANTONIA (2001), Curso de Macroeconomía. Editorial Antoni
Bosh.
BANCO
DE LA
REPÚBLICA (2002), El UPAC y la UVR, Estadísticas.
BARRERO F, LAGEAGA F,
págs. 81-83.
Y
MOCHÓN F. (1999), Macroeconomía Intermedia. Mc Graw Hill,
BERGER – THOMSON, LAURA AND ELLIS, LUCI (2004), Housing Construction Cycles and Interest
Rates, Reserve Bank of Australia.
CADENA, HÉCTOR (2002), Crisis financiera en Colombia ¿que se ha hecho?, Fedesarrollo –
Alfaomega.
CÁRDENAS SANTAMARÍA, MAURICIO (2003), La crisis de financiamiento hipotecario en Colombia,
Coyuntura Económica, Septiembre.
CÁRDENAS SANTAMARÍA, MAURICIO (2003), Oferta y Demanda del sector Constructor Colombiano,
Camacol.
CÁRDENAS SANTAMARÍA, MAURICIO; BADEL, ALEJANDRO (2003), “La crisis de financiamiento
hipotecario en Colombia: causas y consecuencias”, Cuadernos de Economía,
Latin American Journal of Economics, No. 121, Diciembre, Pontificia
Universidad Católica de Chile.
CÁRDENAS SANTAMARÍA, PATRICIA; ZAPATA GALINDO, ALEXANDER Y GUZMÁN TORO, CARLOS ADOLFO
(2003), “La Evolución Del Crédito En Colombia: Comportamiento e
Interpretación”, Revista Apuntes de Banca / finanzas.
CARRASQUILLA, A. (1994), Consideraciones sobre el manejo de las reservas internacionales,
Banco de la República, Mimeo.
CLAVIJO, SERGIO; JANNA, MICHEL, Y MUÑOZ, SANTIAGO (2003), La vivienda en Colombia: sus
determinantes socio-económicos y financieros, Banco de la República.
COLOM, ANDRÉS MARÍA CONSUELO (1995), Movilidad, tenencia y consumo de vivienda en
España, Universidad de Santiago de Compostela.
Economía y Desarrollo - marzo 2008, vol. 7, no 1
CRISIS HIPOTECARIA DE FINALES DE SIGLO Y SU EFECTO EN EL BIENESTAR DEL CONSUMIDOR
159
FERRER, JULIANA (2001), “Responsabilidad Social y Estrategias en la Producción de
Vivienda”, Universidad Antonio de Nariño, Vol. VIII, No. 1, págs. 87-113.
HAUSMANN, RICARDO (1998), Perspectivas del financiamiento de vivienda en América Latina:
una visión coyuntural de largo plazo, No. 179, pág. 11, Julio- Septiembre, CEPALNaciones Unidas, Santiago de Chile.
IOANNIDES, A. AND ROSENTHAL, R. (1994), Price and Quality Cycles for Experience Goods,
Boston University.
JOHANSEN, S. (1988), Likelihood-Based Inference in Cointegrated Vector Autoregressive
Models. In Oxford University Press, Oxford.
LESSARD, DONALD AND MODIGLIANI, FRANCO (1975), Inflation and the housing Market: Problems
and Potential Solutions, Sloan Management Review.
LÓPEZ CACHERO, M. (1995), Algunos problemas de las teorías de la adopción de decisiones.
Discurso de ingreso en la Real Academia de Doctores de Madrid, Madrid.
LÓPEZ, MARÍA CARMEN (1998), Modelos econométricos del mercado de la vivienda en las
regiones españolas, Universidad de Santiago de Compostela.
LÓPEZ, MARTHA (2002), La vivienda como colateral: Política monetaria, precios de la vivienda
y consumo en Colombia, Banco de la República.
MASS- COLLEL, ANDREU (1995), Microeconomic Theory, Oxford University Press.
McCarthy, James and Peach, J. (2002), An Economic Evaluation of Specialized Housing
Lenders and the Qualified Thrift Lender Test: A Review of Literature. U.S.
Department of Housing and Urban Development Report to Congress on the
Federal Home Loan Bank System Vol. 2: Analytical Studies US Department of
Housing and Urban Department.
MONTENEGRO, ÁLVARO (2002), Series de Tiempo, Pontificia Universidad Javeriana.
NELLIS, J.G.; LONGBOTTOM, J.A. (1981), “An empirical analysis of the determination of
house prices in the United Kingdom”. Urban Studies, Vol. 18, No. 1, págs. 9-21.
SARMIENTO, ALFREDO (2001), Informe de Desarrollo Humano para Colombia, Departamento
Nacional de Planeación y Misión Social.
SMITH, W. (1970), Sociología y Economía de la Vivienda, University of California Press.
STEIN, JEREMY (1995), “Price and Trading volume in the Housing Market: A Model
with Down-Payment Effects”, Quarterly Journal of Economics, 110: 339-406.
STEIN, JEREMY. (1997), “Internal Capital Markets and the Competition for Corporate
Resources”, the Journal of Finances, Vol. LII, No. 1, March.
Universidad Autónoma de Colombia
160
NELSON CHÁVEZ, LUIS CARLOS GUZMÁN R. & MARCOS VERA LEYTON
STEVENS, YOUNG (1997), “Asymmetry in the House Demand”, Journal of Resource
Economics.
THOOP, A. W. (1986), Financial Deregulation, Interest Rate and Housing Cycles, Federal
Reserve Bank of San Francisco, Economic Review.
VARIAN HAL. (1992), Análisis Microeconómico. Tercera edición.
VARIAN HAL. (1994), Microeconomía intermedia. Un enfoque moderno. Tercera edición.
Economía y Desarrollo - marzo 2008, vol. 7, no 1