TESIS de MA GÍSTER - Instituto Economía Pontificia Universidad

E C O N O M Í A
TESIS de MAGÍSTER
IInstituto
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T Economía
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TESIS DE GRADO
MAGISTER EN ECONOMIA
Julio 2008
PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE
INSTITUTO
MAGISTER EN
DE
ECONOMIA
ECONOMIA
El Ciclo Político Económico Oportunista:
El Caso de Sudamérica
Juan Domingo Riesco Urrejola
Comisión
Juan Eduardo Coeymans
Diego Saravia
Julio 2008
RESUMEN
Este trabajo testea la presencia de Ciclo Político Económico Oportunista (CPE)
en diez países de Sudamérica para el período 1980-2007, observando si hay evidencia
en el uso de Política Monetaria y Fiscal expansiva en los períodos pre-electorales,
poniendo énfasis en el rol de las reformas del período. Para el caso de la Política
Monetaria, encontramos evidencia de CPE para los países con poca autonomía del
Banco Central; para la política fiscal, que testeamos por países y por Panel, los
resultados dependen de la especificación: concretamente, encontramos evidencia para
una de las dos especificaciones.
-2-
ÍNDICE
1. Introducción
4
2. Revisión Bibliográfica
2.1
Revisión Teórica
2.2
Evidencia Empírica
7
9
3. Modelo Econométrico
3.1. Ciclo Político Económico en la Ecuación Monetaria
3.1.1. Especificación General de la Ecuación Monetaria
3.1.2. Especificación sobre la Autonomía del Banco Central
13
16
3.2. Ciclo Político Económico en la Ecuación Fiscal
3.2.1. Especificación General de la Ecuación Monetaria
3.2.1.1
Especificación por Primeras Diferencias
3.2.1.2
Especificación por Vectores de Cointegración
3.2.2. Especificación de la Ecuación Fiscal Mediante Panel
4. Datos
4.1
4.2
5.
Obtención y Construcción de Datos
Descripción de los Datos
4.2.1 Datos para la Ecuación Monetaria
4.2.2 Datos para la Ecuación Fiscal
Resultados
5.1
Ecuación Monetaria
5.1.1 Resultados por Países
5.2.2 Resultados Introduciendo la Autonomía del
Banco Central
5.2
Ecuación Fiscal
5.2.1 Resultados por Primeras Diferencias
5.2.2 Resultados por Cointegración
5.2.3 Resultados por Panel
19
20
21
22
23
23
24
26
27
30
31
32
6. Conclusiones
33
7. Referencias
35
8. Anexos
38
-3-
1.
INTRODUCCIÓN
En el último tiempo se ha puesto un fuerte énfasis en la importancia de las
reformas y de la institucionalidad en el desarrollo de las economías, a partir de experiencias
exitosas de países que han introducido reglas del juego estrictas y no sujetas a intereses
provisionales. El período que se inicia a mediados de los ochenta en las economías ricas y en
los noventa en países en vías de desarrollo en donde se produjo una importante reducción de
volatilidad tanto en el producto como en la inflación se conoce como La Gran Moderación.
Muchos autores consideran que este fenómeno se dio en gran medida por las reformas
económicas y estructurales llevadas a cabo en los países, que provocaron políticas a largo
plazo ajenas a las vicisitudes políticas, eliminando gran parte del ruido de éstas1. Por ejemplo,
Betancour et al concluyen que para Chile procesos como la autonomía del Banco Central, la
regla del superávit fiscal o la profundización del sistema financiero, le dieron al país una
estabilidad en que las respuestas frente a los distintos shocks fueron mucho más sólidas. Se
menciona que la credibilidad ganada en las políticas del Banco Central después de la
autonomía provocó un cambio en las expectativas que terminó con gran parte de la
persistencia histórica de la inflación. Observan que la autonomía tuvo sobre todo, una gran
utilidad por terminar con las presiones políticas y el financiamiento fiscal, que determinaban
horizontes de corto plazo y cambiantes.
Parece importante entonces ver la influencia que han tenido reformas como la
del Banco Central en los mecanismos de manipulación económica por parte de los políticos. La
Teoría del Ciclo Político Económico (CPE) hace un análisis de la interacción de los ciclos
políticos con las variables económicas. Esta interacción nace de la suposición de que a los
políticos les interesa el poder y a los ciudadanos les interesa el desarrollo económico. En la
medida que los ciudadanos estimen que el manejo económico está siendo bien llevado por los
gobernantes, estarán dispuestos a votar por ellos. La situación se determina a partir de las
suposiciones que se establecen para los dos grupos relevantes del problema, los políticos y los
ciudadanos.
Los políticos cuentan con elementos de control para incentivar la economía y
desviarla de su tendencia (política monetaria, política fiscal, política cambiaria), y pueden
usarlos con motivaciones oportunistas –los políticos quieren llegar al poder y mantenerse en
1
Hay estudios, por el contrario, que encuentran que la Gran Moderación se dio marginalmente por
éstas, y principalmente por disminuciones de los shocks. Mirar por ejemplo, Stock y Watson.
-4-
él, o por motivaciones ideológicas –los políticos le dan distinto valor relativo a las variables
según su ideología.
Los ciudadanos a su vez, pueden tener expectativas adaptativas o racionales:
en caso que sean adaptativas, los políticos podrán interferir constantemente en los valores de
la economía y los electores serán engañados2 sistemáticamente (Nordhaus, 1975); en caso que
sean racionales el engaño estará dado por un problema de asimetrías de información, y sólo
podrá ser a corto plazo (Persson y Tabellini, 1990).
Cuando los ciclos son oportunistas la política económica no es óptima, pues ha
sido elaborada con el fin exclusivo de obtener más votos. Si las expectativas son racionales las
desviaciones de la tendencia serán sólo a corto plazo y por tanto, una política monetaria y
fiscal expansiva en períodos pre-eleccionarios, debe ser sucedida por una política contractiva
en el período posterior; en consecuencia, la manipulación oportunista provocará un aumento
de volatilidad en las variables económicas. En un ciclo ideológico esto no es así
necesariamente, pues se da por las preferencias de los políticos de turno, quienes privilegian
determinados niveles macroeconómicos, utilizando las herramientas correspondientes para
lograrlos. De esta manera, si en dos períodos consecutivos gobiernan políticos de la misma
ideología, sería razonable no encontrar ciclos relevantes; por el contrario si existe un cambio
en el partido que esté en el poder, estos ciclos deberían observarse.
Los trabajos empíricos sobre Ciclo Político Oportunista se han dedicado a
observar distintas especificaciones de modelos mayoritariamente para países desarrollados.
Aunque desde mediados de los noventa y hasta ahora se han realizado trabajos para
Sudamérica y otros países en vías de desarrollo -Borsani (2003), Gámez (2004), Larraín y Assael
(1997) o Schuknecht (1996, 2000)- no se han detenido en los posibles cambios de los ciclos que
se pudieran observar en el tiempo y es poco o nada lo que se ha investigado sobre el impacto
de las reformas en éste. Es importante estudiar esto para entender las magnitudes reales de
los procesos de reforma llevados en Sudamérica en las últimas décadas, y para observar cual
ha sido el valor que han tenido para establecer un uso responsable de las herramientas con
que cuentan las autoridades, cimentando un entorno más positivo para las posibilidades de
desarrollo de las economías de la región.
2
Se dice que será un engaño pues los individuos no saben si las condiciones verdaderas de la economía
son consistentes con los índices que se observan. Pueden votar por ellos pensando que la economía está
bien cuando en realidad es la manipulación de ella la que está entregando esos valores.
-5-
La Teoría de CPE Oportunista en la que nos basamos sostiene que los
gobiernos usan en los períodos pre-electorales las herramientas disponibles para mejorar a
corto plazo el desempeño económico, y así obtener más votos. El objetivo de este trabajo
consiste en el estudio para diez países de Sudamérica en un período que va desde 1980 hasta
2007, de la existencia del Ciclo Político Económico monetario y Fiscal oportunista en un
contexto de expectativas racionales, revisando el comportamiento de las distintas regulaciones
(en particular de la Autonomía del Banco Central) e intentando comprender los mecanismos
por los cuales estas conductas pueden alterarse.
Para observar la existencia de Política Monetaria oportunista construimos un
modelo autorregresivo del crecimiento de dinero controlando por crisis externas y estimando
el CPE con distintas dummies que se activan antes y después de los períodos electorales. Para
analizar el efecto de la autonomía del Banco Central en el uso de éstas políticas, en primer
lugar, se verifica si hay cambio en el uso de la política monetaria antes y después de las leyes
de autonomía; en segundo lugar, se construye un coeficiente a partir del índice de Cuckierman
que define el grado de autonomía de los bancos centrales de la región.
Para observar la existencia de Política Fiscal oportunista se construye un
modelo con el déficit fiscal como variable dependiente y variables estructurales como
explicativas, y se especifica tanto un modelo por primeras diferencias como un modelo de
cointegración, controlando por crisis y estableciendo dummies electorales.
Hallamos que los países con menor autonomía del Banco Central incurren en
manipulaciones de la política monetaria antes de las elecciones, y que los países en la mayoría
de los casos cambiaron su comportamiento oportunista con las reformas de autonomía.
Encontramos evidencia en una de las dos especificaciones para la ecuación fiscal de CPE
oportunista. Por otro lado, los cambios que se observan en el comportamiento del uso de
Política Fiscal ocurren generalmente en tiempos de reformas estructurales.
Este trabajo se estructura de la siguiente manera: en la sección dos se hace
una revisión bibliográfica, tanto teórica como empírica; en la sección tres se determina el
modelo econométrico para la Ecuación Monetaria y Fiscal; en la sección cuatro se presentan
los datos y se definen las variables con las que se trabajará; en la sección cinco se estima por
países para la Ecuación Monetaria y por países y panel para la Ecuación Fiscal y se muestran los
resultados; en la sección seis se concluye. Después de las referencias, se presentan los Anexos.
-6-
2.
REVISIÓN BIBLIOGRÁFICA
2.1
REVISIÓN TEÓRICA
La literatura de los Ciclos Políticos Económicos, surge en los años setenta a
través de los trabajos de Nordhaus (1975) para el CPE oportunista y Hibbs (1977) para el CPE
ideológico. Estos modelos son de expectativas adaptativas, en donde los gobiernos pueden
influir en los escenarios de manera sistemática.
El modelo de Nordhaus se basa en una curva de Phillips aumentada por las
expectativas de inflación, donde la autoridad tiene como variable de control a corto plazo el
desempleo. Los individuos, por otro lado, valoran tanto la estabilidad de precios como el bajo
desempleo, están más conscientes de las condiciones recientes que pasadas (tienen memoria
corta), y para decidir su voto comparan el desempeño normal –promedio, con el desempeño
reciente del gobernante: si consideran que el desempeño reciente supera al normal, entonces
votan por el gobernante (o su partido). Así, el problema del gobernante se define como:
Donde es la función de voto estática, µ es la tasa de pérdida de memoria de los
votantes y es el período electoral (en cada momento del tiempo lo que resta para la
elección). Las restricciones son las condiciones del sistema macro, donde es la inflación, el
desempleo y es la expectativa de la tasa de inflación. Compara el resultado de las tasas
óptimas de desempleo e inflación a largo plazo con ausencia y presencia de CPE: con CPE se
sobreestiman las posibilidades de trade-off de la curva de Phillips, provocando un menor
desempleo y una mayor inflación que las tasas óptimas. La dinámica a corto plazo, en tanto,
funciona del siguiente modo: antes de la elección disminuirá la tasa de desempleo,
inmediatamente después, para controlar la inflación, el desempleo aumentará más allá de sus
niveles normales.
El modelo de Hibbs enfatiza que los gobiernos tienen ciertas preferencias, en
concreto, que los gobiernos de derecha eligen la estabilidad en la economía (bajas tasas de
inflación) mientras los gobiernos de izquierda optan por gobiernos con mayor inflación pero
con mayor crecimiento y menor desempleo; esto se explicaría porque los partidos tienen
distintas funciones de utilidad, con aversiones disímiles por el desempleo y la inflación. Hibbs
-7-
hace este ejercicio para doce países capitalistas desarrollados en el período postguerra, y
luego, mediante un análisis de series de tiempo con una data de desempleo para Gran Bretaña
y EEUU, encuentra que estas tasas han sido constantemente llevadas hacia debajo de su nivel
normal en gobiernos laboristas y democráticos y hacia arriba de su nivel normal en gobiernos
conservadores y republicanos.
En los ochenta surgen los modelos de expectativas racionales e información
asimétrica, limitando los alcances que tienen los políticos para intervenir en la economía. En
rigor, algunos supuestos del modelo inicial parecían poco probables en la realidad, como que
éste pudiera desviar a largo plazo las sendas de desempleo e inflación sin castigo eleccionario,
o que los electores pudiesen ser sistemáticamente engañados. En los modelos racionales,
cuando los individuos forman sus expectativas, están al tanto de los incentivos de las
autoridades, pero no tienen toda la información con que cuentan éstas; en consecuencia, los
individuos no podrán ser sistemáticamente engañados. Dentro de estos modelos, están los
oportunistas de expectativas racionales y los ideológicos de expectativas racionales.
En los modelos oportunistas con expectativas racionales los gobernantes
manipulan a corto plazo antes de las elecciones, incrementando el gasto público y la oferta
monetaria, y endureciendo la política monetaria después de las elecciones, sin tener efectos
de largo plazo en las variables macroeconómicas. El electorado vota por el candidato que le
parece más eficiente, y como la eficiencia del período 1 está relacionada con la del período 2 y
la información es asimétrica, el gobernante supone que si mejora la eficiencia en el período
antes de la elección, el votante creerá que en el período siguiente seguirá siendo más
eficiente, por lo que votará por él. El paper de Persson y Tabellini (1990) reestructura el
modelo original de Nordhaus, agregándole expectativas racionales, donde la eficiencia estará
dada por la mejor combinación desempleo-inflación que un gobierno pueda alcanzar. En estos
modelos, por lo general, se observan las manipulaciones a corto plazo a partir de los
instrumentos de política, puesto que resulta mucho más fácil para los políticos, y más acorde
con una manipulación de corto plazo con votantes racionales, aumentar el dinero y/o el gasto
para el año de la elección, antes que intentar reducir la tasa de desempleo o hacer cambios
más estructurales (por ejemplo, reducir impuestos).
En los modelos ideológicos de expectativas racionales los partidos interactúan
con los electores, que están al tanto de que los partidos tienen distintas funciones objetivos, y
donde lo importante serán las políticas inesperadas. En general, estos modelos más que
asimetrías de información usan rigideces nominales, como por ejemplo salarios nominales no
-8-
perfectamente indexados. Si el partido más expansivo gana las elecciones, entonces el
desempleo y el crecimiento serán a corto plazo bajo y sobre la tendencia respectivamente, si
es el partido menos expansivo el que gana, el proceso será inverso. Empíricamente se ha
probado que el primer caso corresponde a los gobiernos de izquierda y el segundo a los de
derecha, y que la inflación permanentemente será mayor en las administraciones de izquierda.
Algunos trabajos importantes en el área son los de Alesina (1987) donde se expone el modelo,
y el de Alesina y Sachs (1988), donde se prueba el modelo para EEUU -un país bipartidista, en
el que se modela para demócratas y republicanos una función de pérdida en la que ambos
tienen los mismos objetivos de desempleo e inflación, pero muestran aversiones distintas a
sus desviaciones.
En los últimos años, con la disminución de la inflación y la apertura comercial,
la tendencia se ha trasladado a analizar además de la política monetaria y la política fiscal, la
política cambiaria. Larraín y Assael (1994) extienden el modelo de Nordhaus incorporando el
tipo de cambio nominal como una variable de política que los gobernantes controlan. El
supuesto es que los ciudadanos valoran positivamente la estabilidad del tipo de cambio real,
por lo que castigan sus desviaciones. Insertan el tipo de cambio nominal en la ecuación que
describe el proceso inflacionario permitiendo reflejar que en una economía abierta y dado un
nivel de empleo que las autoridades pretenden alcanzar, la inflación asociada será menor si se
revalúa la moneda y mayor si ésta se devalúa, actuando como un parámetro de la curva de
Phillips. Una de las conclusiones del modelo es que su solución no es única y que depende de
los parámetros estructurales: sin embargo, advierten que un caso típico de CPE estaría dado
por un aumento en el crecimiento del producto, una caída en la tasa de inflación y una
disminución del tipo de cambio real3.
2.2.
EVIDENCIA EMPÍRICA
Desde el punto de vista empírico, la modelación de los Ciclos oportunistas en
expectativas adaptativas y racionales se diferencia por las consecuencias que tienen estos en
sus valores de largo plazo y por las variables que se están midiendo.
3
En general en la literatura empírica la acepción que se usa para ver si hay CPE oportunista es una
apreciación del tipo de cambio nominal antes de las elecciones y una depreciación posterior. Para los
modelos ideológicos, en tanto, funcionan modelos políticos en donde los partidos pueden defender a
los sectores no comercializables (por lo que buscan un tipo de cambio apreciado) o a los
comercializables (que prefieren un tipo de cambio depreciado). Mirar por ejemplo, Aboal el al.
-9-
En un CPE oportunista con expectativas adaptativas se testean generalmente
resultados de política (producto, desempleo, inflación), que en el caso normal está dado por
una expansión en el año anterior a las elecciones, crecimiento del PIB por encima y desempleo
por debajo de lo normal en el año electoral, aumento de la inflación inmediatamente antes o
después de las elecciones, recesión posterior y cambios en las tasas de inflación y desempleo
de largo plazo, aumentando y disminuyendo en relación a los valores que se darían en
ausencia de CPE.
En un CPE oportunista con expectativas racionales se testea generalmente el
uso de instrumentos (política fiscal, política monetaria, política cambiaria) más que los
resultados de política4, que en el caso normal está dado por manipulaciones de corto plazo
antes de las elecciones, como el aumento del déficit público y de la oferta monetaria. Como los
niveles de largo plazo no se alteran, es necesario que haya una política monetaria contractiva
después de las elecciones5.
Como muy bien observan Larraín y Assael (1994), la evidencia de ciclos en las
variables resultado (producto, desempleo, inflación), tienen como condición necesaria la
manipulación de variables instrumentales, pero además requieren que ésta se refleje en las
variables resultado, lo que no necesariamente ocurre. Así, es razonable que la evidencia
empírica para los trabajos que se centran en los instrumentos sea más favorable a aceptar la
existencia de CPE que aquellos que se centran en los resultados. Creemos nosotros, por otro
lado, que lo importante en la discusión tiene más que ver con la predisposición de los políticos
a manipular la economía que a lo que logren en materia de resultados con esta, que
dependerá en gran medida de las expectativas de los ciudadanos, de la credibilidad con que
cuenten los políticos, y de las rigideces que tenga la economía. Por ejemplo, si en una
economía con información asimétrica, los ciudadanos no le creen a la autoridad monetaria que
la expansión corresponde a un shock positivo y por el contrario sospechan que es una
maniobra para ganar más votos, el efecto que esta política monetaria expansiva tenga en
términos de producto y desempleo será cercano a cero. Sin embargo, tendrá consecuencias
negativas para la economía, por una mayor inflación, una menor confiabilidad futuro a las
señales del Banco Central (aumento de volatilidad y riesgo) y por no trabajar con objetivos de
4
Aunque también hay varios estudios que testean variables resultado.
En el caso del CPE ideológico en el modelo de expectativas adaptativas el desempleo está por debajo, y
el crecimiento y la inflación por encima durante gobiernos de izquierda y viceversa. En el racional, hay
un efecto de corto plazo en donde el desempleo está por debajo y el crecimiento por arriba de lo
normal (tendencia) por dos años después de la victoria de partidos de izquierda y viceversa. Revisión
empírica de ciclos ideológicos no se hace puesto que éste es un trabajo de CPE oportunista.
5
- 10 -
largo plazo. En consecuencia, si quisiéramos observar la existencia de CPE oportunista a través
de las variables resultado, rechazaríamos la hipótesis falsamente.
En términos generales, la mayoría de la evidencia empírica para el modelo
inicial de Nordhaus rechazó la existencia de Ciclo Político Económico Oportunista: algunos
ejemplos relevantes son el estudio de Alesina (1988) para EEUU y de Alesina y Roubini (1990)
para una larga muestra de economías de la OECD.
Cuando se insertan las expectativas racionales, y se empiezan a probar los
modelos a partir de la manipulación en las herramientas de política, la existencia del Ciclo
Político Económico comienza a ser más favorable. Grier (1987) por ejemplo, usando la técnica
de rezagos distribuidos en un polinomio para el crecimiento del dinero, encuentra evidencia de
política monetaria expansiva para las elecciones en EEUU entre la década de los sesenta y
ochenta; Alesina (1988), hace un modelo con las transferencias personales netas como
variable dependiente (tratando de probar la existencia de una política fiscal expansiva a partir
de esta variable), usando como explicativas rezagos, desempleo, un término de tendencia y
una dummy electoral, y encuentra evidencia del ciclo para el período 1961-1985 (no así para el
período 1949-1960).
Alesina, Cohen y Roubini (1991) testean para dieciocho países de la OECD
varias especificaciones para probar la existencia de política monetaria y fiscal expansiva antes
de las elecciones, con datos trimestrales desde 1960 hasta 1987. La especificación para la
ecuación monetaria es un proceso autorregresivo del crecimiento del dinero con dummies
electorales que se activan i trimestres antes de las elecciones, y la del déficit fiscal corresponde
a una ecuación estructural que incluye entre las explicativas, al desempleo, la tasa de interés y
el crecimiento, además de las correspondientes dummies electorales. El panel demuestra
existencia tanto de política monetaria como fiscal expansiva antes de las elecciones; sin
embargo, el análisis por países da significancia solamente para unas pocas economías.
González (2002) encontró, para un análisis de política fiscal oportunista, que estos eran
mayores en los países de ingresos medios con niveles medios de democracia.
La evidencia empírica en los setenta y ochenta es prácticamente sólo para
países desarrollados. Para Latinoamérica, el estudio de Calvo (1995), en el que analiza la crisis
mexicana, fue uno de los primeros. Según el autor, parte importante del incremento del déficit
cuasifiscal de la Crisis del Tequila estaba asociado a la extensión del crédito antes de las
elecciones de 1994. Luego Schuknecht (1996) encontró política fiscal expansiva antes de las
elecciones y contractiva después para un panel de 35 países en desarrollo.
Borsani (2003) estimó un panel con efectos fijos para 13 países
latinoamericanos para ecuaciones de producto y desempleo en elecciones parlamentarias y
- 11 -
presidenciales donde usó un modelo estándar de corrección de errores. Las ecuaciones
contenían, además de las dummies, solamente un rezago de la dependiente en la ecuación de
producto y solamente el crecimiento en la ecuación de desempleo. Los datos a su vez, no eran
balanceados en el tiempo, y para cada una de las ecuaciones se contaba con distintos países.
Obtiene evidencia para el año posterior a las elecciones, en donde fue registrado un menor
crecimiento y un aumento en la tasa de variación del desempleo para la votación presidencial,
lo que es coherente con la CPE oportunista. Un resultado interesante que encuentra es que en
los años electorales presidenciales los gobiernos con mayoría en el parlamento
experimentaron un crecimiento mayor en comparación a los años electorales en los cuales los
gobiernos contaban con la minoría de la Cámara de Representantes; sin embargo, no
encuentran asociación entre el crecimiento del producto y años no electorales con gobiernos
mayoritarios.
Larraín y Assael (1997) analizan estableciendo criterios arbitrarios6 la evidencia
para el Ciclo Político Económico en Chile: encuentran evidencia a favor de éste tanto en
política monetaria, en política fiscal y en política cambiaria para un período que va desde las
elecciones de 1942 hasta las de 1993; la evidencia se da incluso para presidentes
independientes que no tenían un candidato natural, o sea, que no tenían incentivos porque no
había continuidad posible en el poder (Ibáñez y Jorge Alessandri7). En el único período que no
se cumple lo que predice el CPE es en el último gobierno de estudio (Aylwin).
Para observar política monetaria expansiva en períodos pre-electorales en
Chile, Céspedes y Soto (2005) utilizan una estimación GMM de una regla de política monetaria
para el período 1989-2003. Caputo y Liendo (2005), en tanto, estiman utilizando métodos
bayesianos en un modelo estructural que incluye una reacción para la política monetaria. La
regla de política monetaria en ambos casos, cuenta con la tasa de interés real como variable
dependiente, y como explicativas un rezago, las desviaciones de la inflación con respecto a la
meta, la brecha de producto y una dummy que se activa para i trimestres previos a las
presidenciales y otro análogo que se activa para las parlamentarias. Todos los coeficientes de
las dummies resultan no significativos en ambos casos, rechazando la existencia de CPE
monetario en estas fechas. Adicionalmente, Caputo y Liendo estiman una función del
logaritmo de verosimilitud, del que obtienen similares conclusiones pero el modelo indica un
poder explicativo menor.
6
Por ejemplo, hay evidencia de política monetaria expansiva si el crecimiento del dinero del último
trimestre fue al menos 20% superior que el promedio del crecimiento del dinero durante todo el
período de gobierno.
7
La explicación de los autores sobre la razón de este comportamiento es que era un asunto de imagen,
ya sea para los libros de historia o para una virtual candidatura en el futuro.
- 12 -
Nuestro trabajo pretende insertar en la discusión del CPE el efecto de las
reformas. En concreto, es la primera vez que se intenta recoger la influencia de la autonomía
del Banco Central y que se estudian los cambios de las series a través del tiempo, lo que
podría ayudar a entender mejor las causas y las posibles soluciones8 de la existencia del Ciclo
Político Económico Oportunista, en la medida que reformas estructurales detuviesen el uso
indebido de las herramientas de política. Desde el punto de vista metodológico, para la Política
Fiscal se inserta una especificación por cointegración que recoge tanto efectos de corto como
de largo plazo y que predice bastante mejor que los modelos convencionalmente usados en
otros papers del CPE.
En general, la evidencia empírica indica que los países desarrollados se ajustan
mejor al Ciclo Político Económico ideológico con expectativas racionales, basado en las
diferencias entre políticas llevadas a cabo por partidos de diferente tendencia, mientras que
para los países emergentes el ajuste es mejor al Ciclo Político Económico oportunista con
expectativas racionales, en las que el comportamiento de la economía se explica por los
períodos de elecciones y la manipulación de las herramientas correspondientes, independiente
de los partidos.
3.
MODELO ECONOMÉTRICO
3.1
CICLO POLÍTICO ECONÓMICO EN LA ECUACIÓN MONETARIA
3.1.1 ESPECIFICACIÓN GENERAL DE LA ECUACIÓN MONETARIA
La especificación econométrica es a partir de un proceso autorregresivo del
crecimiento del dinero mensual, de la forma:
! "!
# $ "$
$%! &'
(
$%) &
*
Donde la variable dependiente es el crecimiento del dinero en el tiempo t9,
definida como +!,
+!,-.
/ , el M1 es el agregado monetario M1, las variables
8
No pretende ser un juicio normativo. Nos limitamos a afirmar que como la existencia de CPE no es
deseable porque produce ruidos a corto plazo, aumentando la volatilidad y el riesgo, detenerlo es
beneficioso para el país.
9
En el caso de que hayan cambios de monedas en los países, dolarización o similares, el crecimiento del
dinero de ese mes estará medido por un promedio simple del crecimiento del dinero en el año en que
- 13 -
independientes son p rezagos, una dummy &' que controla por crisis externas y las dummies
electorales &.
La especificación de la cantidad de rezagos se hace de acuerdo, en primer
término, a los métodos gráficos normales –gráficos y correlogramas, y en segundo, a los
criterios de Akaike, Schwarz y parsimonia10. Adicionalmente, la serie debe desestacionalizarse.
Se testean varias dummies electorales acordes con el Ciclo Político Económico
Oportunista, que serán testeadas en distintas regresiones para cada uno de los países y
también en forma conjunta. Las definiciones son las siguientes:
D1: Es la dummy tradicional del CPE oportunista. Se activa en los doce meses
antes de la elección y en el mes de la elección. Si hay CPE oportunista en el
país, el coeficiente debería ser positivo, ya que el crecimiento del dinero
debiera acelerarse en períodos pre-electorales para incentivar la economía.
DR: Se activa en los doce meses posteriores a la elección. Como en un CPE
oportunista racional, los efectos a largo plazo son nulos, a la expansión preelectoral debe seguirle una contracción post-electoral. Se espera por tanto, un
coeficiente negativo.
DS: Es una variación de D1: se activa desde los 15 meses antes de la elección
hasta el cuarto mes antes de la elección incluido. Supone que en el último
trimestre antes de las elecciones, un aumento del crecimiento del dinero no
se alcanzará a ver reflejado en la economía antes de las elecciones, por lo que
los políticos inician desde antes la contracción monetaria. Se espera que sea
positivo.
DRS: Es análogo a DR pero para DS. Se activa doce meses a partir del tercer
mes antes de la elección hasta el octavo mes después de la elección. Se espera
que sea negativo.
D15T, D12T, D9T, D6T, D3T: Son descomposiciones de D1 Y DS por trimestres,
donde el número que lleva cada una de ellas indica cuando cuántos meses
antes de la elección se activan: D15T es la dummy que toma el valor 1 para el
trimestre que comienza 15 meses antes a la elección (como es trimestral, se
activa sólo tres meses), D12T es la dummy que toma el valor 1 para el
ocurra. Es evidente que no resulta totalmente rigurosa esta suposición, pero la creemos razonable para
que el efecto de ese dato no altere el comportamiento de la serie.
10
En el Anexo 2, se muestra el procedimiento completo.
- 14 -
trimestre que empieza doce meses antes a la elección, D9T es la dummy que
toma el valor 1 para el trimestre que empieza nueve meses antes a la
elección, D6T es la dummy que toma el valor 1 para el trimestre que empieza
seis meses antes a la elección y D3T es la dummy que toma el valor 1 para el
trimestre que empieza tres meses antes a la elección y también se activa el
mes de la elección. Se espera que D15T, D12T, D9T y D6T sean positivos en
tanto exista CPE oportunista; el coeficiente D3T puede ser tanto positivo como
negativo: en países que la especificación del D1 sea la más adecuada, se
esperaría que fuese positiva; en caso que la especificación DS sea la mejor, se
esperaría que fuese negativa.
Los modelos a estimar son: D1; D1 y DR; DS; DS y DRS; D12T, D9T, D6T, D3T
(descomposición por trimestre de D1); D15T, D12T, D9T, D6T (descomposición por trimestre
de DS).
Especificaciones parecidas se han utilizado en trabajos de McCallum (1978),
Grier (1987), Alesina, Cohen y Roubini (1991), entre otros. Se justifica en la medida que la
oferta monetaria es endógena a la decisión de la autoridad del Banco Central, y aunque se
podrían buscar componentes estructurales para explicarlo, seguramente nos encontraríamos
con problemas de simultaneidad11. Como la predictibilidad del modelo no es lo que se
persigue, y al comparar las bondades econométricas de un modelo autorregresivo con uno
estructural con posibles problemas de simultaneidad es superior el autorregresivo (que
podemos estimar con MCO), optamos por éste. Lo novedoso que se esta agregando es el
control por las crisis: es razonable evaluar esto porque es perfectamente posible que las
decisiones de política monetaria estén determinadas por las condiciones macroeconómicas, y
es también posible que las crisis sean las hagan caer a los presidentes y generar procesos
eleccionarios: de esta manera, se evitan los posibles problemas de causalidad. Sin embargo,
hay que ser cuidadoso con el uso de estas dummies pues pueden estar sujetos a problemas de
endogeneidad, en el sentido que haya sido el manejo irresponsable de las herramientas de
política uno de los factores de la crisis (por ejemplo, un uso inadecuado de la política
monetaria con régimen de tipo de cambio fijo). Así, para evitar inconvenientes de
endogeneidad, controlamos solamente por crisis externas, no por crisis internas. El supuesto
implícito que hay detrás de esto es que siempre hay un margen de acción en las crisis internas
por parte de las autoridades monetarias y fiscales. Obviamente, que la forma que le pegue a
11
Si, por el contrario, se tratara de una ecuación de demanda de dinero, sería razonable construir un
modelo teórico.
- 15 -
un país una crisis externa también tiene que ver con las condiciones en que se encuentre y las
medidas que tome un gobierno –particularmente en el uso de los instrumentos fiscales y
monetarios, pero aquí la distinción es más difusa y lejana.
3.1.2 ESPECIFICACIÓN SOBRE LA AUTONOMÍA DEL BANCO
CENTRAL
Como el uso de política monetaria oportunista es algo no deseable para un
país, se deberían hacer reformas que la dificultaran o impidieran; las regulaciones efectivas
serían aquellas que atacaran las génesis de su uso, los incentivos de los políticos por un lado, y
la información asimétrica por el otro: un aumento de la información pública disponible, la
transparencia de las instituciones, el traspaso de la decisión del uso de las herramientas de
política a organismos más técnicos, o las leyes que regulen el uso de éstas, serían algunas de
las alternativas, por lo que se esperaría que llevaran a reducir o eliminar la existencia de estos
ciclos oportunistas.
La autonomía del Banco Central presupone varios de estos puntos. Cuando a
finales de los ochenta y principios de los noventa se discutió sobre las autonomías de los
Bancos Centrales en Latinoamérica, la legislación pretendía reformar el funcionamiento de
estos en cinco direcciones bien definidas, que se resumen en: La definición del objetivo de
política; La independencia política en el diseño y la ejecución de la política monetaria; La
independencia económica; La independencia financiera; El modo de contabilización y la
transparencia de ésta.
Así, en la medida que fueran medianamente efectivas las reformas en pos de
autonomía, se esperaría que a partir de este punto, resultara mucho más difícil el uso de la
política monetaria con fines oportunistas. Un caso interesante es el de Nueva Zelanda: en el
estudio de Alesina, Cohen y Roubini (1991) que testea la CPE para democracias desarrolladas,
encuentra que este país era uno de los más realizaba política monetaria expansiva antes de las
elecciones; los autores concluyen que era esperable, por su nula disciplina monetaria. Unos
años después se llevó a cabo una reforma para el Banco Central con implicancias legales si no
se cumplía la meta de inflación; hoy, es un ejemplo en disciplina monetaria. Las reformas de
autonomía de los Bancos Centrales se produjeron en Sudamérica desde fines de los ochenta
- 16 -
(Chile en 1989), hasta mediados de los noventa (Paraguay, Uruguay y Bolivia en 1995)12. Lo que
nos preguntamos a continuación es si en rigor, estas reformas y el grado de autonomía con
que cuenten los Bancos Centrales inciden o no en la existencia de un CPE monetario
oportunista.
Obviamente que en ningún país es rigurosamente cierta la independencia
completa: los Bancos Centrales necesitan un grado de coordinación con organismos
gubernamentales (por ejemplo, con el Ministerio de Hacienda), y son las leyes las que definen
y otorgan más o menos autonomía. Siguiendo a Céspedes y Valdés (2006), es posible distinguir
dos tipos de autonomía: la política y la económica. Mientras con la primera, el Banco Central
tiene el poder de seleccionar los objetivos de la política monetaria (por ejemplo, un nivel dado
de inflación), con la segunda, puede elegir las políticas que permitan alcanzar los objetivos
trazados. Para medir la autonomía comparativamente, Cukierman realiza un análisis del grado
de autonomía de los Bancos Centrales en el mundo, determinando un coeficiente que va
desde el cero (dependencia completa) al uno (independencia completa). El indicador es una
ponderación de los elementos constitutivos de esta; la desagregación, de esta forma, se hace
en cuatro partes: “CEO”, que describe los procedimientos de nombramiento, duración,
reemplazo y restricciones que tiene el presidente del Consejo; “Objetivos” que evalúa la
importancia de la estabilidad de precios entre los objetivos; “Formulación de la política
monetaria”, que mide independencia de instrumentos y rol del Banco Central en la
formulación presupuestaria fiscal; y “Restricción al crédito al sector público”, que examina las
posibilidades que tiene el banco central de otorgar crédito al Gobierno.
Utilizando los resultados de Jácome y Vázquez (2005) y de Arnone et al (2007),
que construyen índices de Cukierman agregados y desagregados para los años ochenta y
noventa para Latinoamérica y gran parte del mundo, respectivamente, nos proponemos
construir nuestro propio estimador. El indicador que queremos ocupar requiere condiciones
de autonomía general (índice de Cukierman) y particular (ya que lo que estamos observando
es la manipulación de los instrumentos monetarios, nos parece correspondiente observar la
categoría “Formulación de la política monetaria”); adicionalmente, necesitamos medir estos
índices para antes de las reformas de autonomía y para después de ellas. Nos interesa medir
no sólo las condiciones particulares, porque creemos que un mayor índice de autonomía
general crea grandes externalidades positivas para el manejo eficiente de la oferta de dinero.
Así:
12
En el Anexo 7 se especifican los años de las reformas para cada uno de los países.
- 17 -
0 1
23 4 '56 23 4 7856 23 4 '55 23 4 7855 1
1
Donde 0 es el promedio calculado, 1 es la cantidad de años de datos para cada país de forma
que t= 1,…,,…,1, es el último año antes de la autonomía del Banco Central, '56 es el índice
de Cukierman medido en el período en que el Banco Central no era autónomo, 7856 es el
índice de independencia para la “Formulación de la política monetaria” medido en el período
en que el Banco Central no era autónomo, y '55 y 7855 son índices análogos pero para
después de la autonomía de los Bancos Centrales. Este promedio estaría midiendo los
fenómenos particulares y generales, y adicionalmente ponderando por la duración relativa de
los índices en el tiempo.
Hacemos los cálculos relativos, y dividimos a los países en dos: los con
relativamente mayor autonomía y los con relativamente menor. Teóricamente, pensaríamos
que los países con Bancos Centrales con poca autonomía deberían tener mayor presión de los
gobiernos de turno a hacer política monetaria expansiva antes de las elecciones; así, mientras
el coeficiente de los países con Bancos Centrales más autónomos deberían tener un valor cero
o cercano a cero, los países con menor autonomía deberían tener un coeficiente positivo
distinto de cero y mayor al de el otro subgrupo.
En segundo lugar, queremos ver el efecto que tuvieron las leyes de Autonomía
de los Bancos Centrales en el uso oportunista de la Política Monetaria. Esto lo hacemos a partir
de dos procesos. El primero, más simple, consiste en descomponer una dummy tradicional de
CPE oportunista (como D1) para los períodos anteriores y posteriores a las reformas. Así
definimos:
DA: Se activa en los doce meses antes de la elección y en el mes de la elección
antes de que se hicieran las reformas del Banco Central.
DD: Se activa en los doce meses antes de la elección y en el mes de la elección
después de que se hicieron las reformas del Banco Central.
Corremos luego una regresión con la misma especificación original
introduciendo ambas dummies. Una reforma exitosa para un país con CPE oportunista
implicaría que DA fuera positiva y DD menor que DA o cero.
El segundo método para observar el efecto de la Autonomía será investigar las
series, y en concreto, buscar cambios estructurales en ellas: es posible que al pasar la
administración de la política monetaria de manos del gobierno a manos técnicas el uso de ésta
- 18 -
haya cambiado. En caso que ocurra así, analizaremos separadamente el período anterior y
posterior con dummies tradicionales, D1 y DS.
Los tres ejercicios que se hacen buscan ver el efecto de la autonomía del Banco
Central en tres direcciones determinadas: la importancia del grado de autonomía en el uso del
CPE, la relevancia de las reformas en cuanto al CPE (que implicaría concluir acerca del éxito o
fracaso relativo en controlar las manipulaciones políticas), y en ver si el cambio de
comportamiento se debió a las reformas o si por el contrario, las fechas no coinciden.
3.2
CICLO POLÍTICO ECONÓMICO EN LA ECUACIÓN FISCAL
3.2.1 ESPECIFICACIÓN GENERAL PARA LA ECUACIÓN FISCAL
La especificación econométrica inicial es la que sigue:
&7 ! &7"! # 9 &7"$ $%! : $%; < $%= (>8'? @&?
AB
&'$%C &; D
)
Donde &7 es el déficit fiscal del Gobierno Central en el año t medido como porcentaje del PIB,
es una constante, &7"$ son rezagos de la dependiente, : es la tasa de desempleo en t, <
es el crecimiento del PIB, la sumatoria es el precio de commodities multiplicado por una
dummy que se activa sí y sólo sí la exportación de ese commodity en el país i supera el 12% del
total de sus exportaciones13, el coeficiente &' controla por crisis externas (análoga al control
para la política monetaria), y la dummy &; se activa el año anterior a la elección si ésta es en el
Primer Semestre y el año de la elección si está es en el Segundo Semestre. Todos los ratios
están en porcentaje y el déficit fiscal marca en positivo los déficits y en negativo los superávits.
Esta ecuación contiene los componentes estructurales más importantes,
juzgamos, para los países de Sudamérica. Un mayor crecimiento implica mayor cantidad de
impuestos (ingresos) a las arcas fiscales, determinando una relación negativa entre ambos; un
mayor desempleo se traduce en un aumento de los costos por seguros y subsidios, haciendo
que la relación sea positiva; el precio de los commodities es fundamental para el presupuesto
fiscal, ya sea porque un aumento del precio de éste debería disminuir el déficit fiscal vía
13
Por ejemplo, en Chile se activa el cobre, en Ecuador el Petróleo y en Argentina no se activa nada. En el
Anexo 8 se detalla los commodities que se activan en cada caso.
- 19 -
aumento de ingresos por empresas públicas (si el recurso natural es de propiedad pública) o
vía impuestos (si el RRNN es privado)14. Se determina, de este modo, que el déficit fiscal es
contracíclico. La variable explicativa que se podría agregar en esta relación es la tasa de
interés: desgraciadamente, no se encontraron datos para todos los países estudiados.
Para ver cuál será el modo de estimación, necesitamos analizar la
estacionariedad de las series. Como vemos en el Anexo 10, la serie de nueve de los diez países
al 5% -y ocho de los diez países al 10%, tienen raíz unitaria. Observamos adicionalmente, que
para ocho de las diez series de desempleo (al 5%), dos de las series de crecimiento (al 5%) y
para todas las series de commodities, hay fuerte evidencia a favor de raíz unitaria. Esto
permite hacer dos distintas especificaciones econométricas: una más acorde con la teoría, otra
más acorde a las características de nuestras series; la primera es hacer la estimación con todas
las variables en primeras diferencias, la segunda es encontrar la relación de largo plazo e
intentar cointegrar las series.
3.2.1.1
ESPECIFICACIÓN POR PRIMERAS DIFERENCIAS
Se plantea que esta especificación es más acorde con la teoría puesto que, en
la literatura, no se encuentra evidencia a favor de que la tasa de crecimiento15 o el desempleo
sean procesos no estacionarios. Un proceso en primeras diferencias como éste ha sido
utilizado, con algunas variaciones, en literatura de Ciclos Políticos Económicos para países
desarrollados16. La especificación es la que sigue:
&7 ! &7"! # $ &7"9 $%! : $%; < $%= ( >8'? @&? $%E &' $%C &; D
)
Donde &7 está definido como la diferencia entre el déficit fiscal del año t y
el del año t-1. En forma análoga se definen las primeras diferencias para los rezagos, el
desempleo, el crecimiento y los precios de los commodities. Se esperaría, teóricamente, que
los coeficientes de los rezagos fueran menores que uno en valor absoluto (de otra manera
habría raíz unitaria en las diferencias, lo cual no resulta bajo ninguna circunstancia razonable –
14
Para notar la importancia de éstos en algunos de los países que se estudian: en el 2006 en Venezuela,
el 70.5% de sus exportaciones correspondían a petróleo y un 19% a derivados de éste; el ingreso fiscal
que proviene de este RRNN es más que el 50%.
15
Que está definida como < 8FG H8FG"! /
16
Por ejemplo, en Alesina, Cohen y Roubini. Ellos agregan solamente un rezago a la dependiente,
insertan la tasa de interés y no incluyen los Commodities. Mirar referencias.
- 20 -
se ha corregido por diferencias con ese fin) y que el rezago del período anterior ! fuera
positivo, para permitir un ajuste gradual y cierta persistencia en los déficits fiscales; que
$%! I 2, porque un aumento del desempleo implicaría un mayor gasto por seguros de
desempleo, programas temporales de trabajo, y equivalentes; que $%; J 2, porque un
aumento de la tasa de crecimiento acrecentaría los ingresos fiscales por impuestos
(adicionalmente, se esperaría un efecto cruzado porque, en general, cuando hay mayor
crecimiento hay menor desempleo -y por tanto menores gastos de gobierno, y cuando hay
mayor desempleo hay menor crecimiento -y por ende, menores ingresos por conceptos
tributarios); que $%= I 2, pues un aumento del precio del commodity de exportación
aumentaría de manera significativa los ingresos del fisco, ya sea si la empresa es pública o si es
privada a través de impuestos; por último, si el coeficiente $%C I 2 habría evidencia de una
política fiscal oportunista, y si es $%C 2, significaría que en rigor, este comportamiento no
se observa.
La especificación de los rezagos, mediante Akaike, Schwartz, el poder
explicativo y parsimonia, nos entrega dos rezagos para Argentina y Bolivia, y uno para los otros
ocho países. Se estima por OLS.
3.2.1.2
ESPECIFICACIÓN POR VECTORES DE COINTEGRACIÓN
Seguimos el procedimiento de estimación propuesto por Engel y Granger. Con
las variables no estacionarias se ve si existe una relación a largo plazo que integre las series y
permita que los errores sean estacionarios. El test de cointegración se hace en dos etapas: la
primera etapa consiste en estimar la ecuación de largo plazo por OLS (que es la que incluye
solamente las variables no estacionarias de la ecuación), para luego, en la segunda, hacer con
los residuos de ésta el test de Dickey-Fuller Aumentado (ADF). Para que exista vector de
cointegración es necesario rechazar la HN de que los errores tienen raíz unitaria; en
consecuencia, dos variables que individualmente son I(1) en el largo plazo mantienen una
relación que permite que, en conjunto, sean I(0). Luego, la estimación se hace con el modelo
de corrección de errores, en donde se agrega la serie de los residuos de la ecuación de largo
plazo, que necesariamente debe ser negativa y significativa. El poder de los tests de
- 21 -
cointegración depende del lapso y la frecuencia de la data: la nuestra cuenta con el
inconveniente de ser relativamente corta (27 años) y con la ventaja de ser anual17.
3.2.2 ESPECIFICACIÓN DE LA ECUACIÓN FISCAL MEDIANTE PANEL
Resulta razonable utilizar Panel en este caso por la reducida cantidad de
observaciones por país, lo que supone un reducido número de elecciones por país. La
especificación que usamos para este Panel balanceado es la de primeras diferencias, de la
forma:
&7) ! &7)"! ; :) = <) E ( >8')? @&)? C &; D)
)
Aquí, el subíndice i corresponde al país y el subíndice t al año. Como es en primeras diferencias
y hay un rezago de la dependiente entre las explicativas (&7)"! ), la relación será dinámica.
Un Panel Dinámico se caracteriza del siguiente modo:
L
<) K<)"! )
) M /
N 1O /
N P
L
Donde K es un escalar,)
es 1×K y
es K×1. El Modelo puede tener un componente de error
tipo One-Way () Q) ) ) o Two-Way () Q) ) ), donde Q) denota un efecto
individual no observable, es un efecto individual no observable y ) es el efecto estocástico
restante. Si el error es One-Way trabajamos con dos fuentes de persistencia en el tiempo: la
presencia de la variable rezagada y la de los efectos individuales dado por la heterogeneidad
de los países. Hay endogeneidad porque <)"! (en nuestro caso &7)"! ) está
correlacionada con Q) . De esta forma, los estimadores clásicos serán inconsistentes (OLS y GLS)
y la forma de estimar será a partir de un proceso de dos etapas propuesto por Arellano y Bond
en 1991. Desgraciadamente, esta estimación es desaconsejable para testear la significancia de
los parámetros (Arellano y Bond recomiendan un proceso de una etapa); así, testearemos los
coeficientes tanto por éste método como por uno de una etapa (de efectos fijos o variables
según indique el test de Hausman).
17
Coeymans sostiene en su libro que estos tests son más poderosos al trabajar con menos datos anuales
con alta variabilidad que con datos mensuales de menor variabilidad. Mirar referencias.
- 22 -
4.
DATOS
4.1
OBTENCIÓN Y CONSTRUCCIÓN DE LOS DATOS
Los datos se estructuran de manera diferente dependiendo si se trata del
análisis monetario o fiscal. Para la ecuación del crecimiento del dinero, los datos son
mensuales y son construidos a través del crecimiento mensual del agregado monetario M1
(donde la definición del crecimiento del dinero es / H/"! /); estos los
obtenemos de los Bancos Centrales de cada uno de los países que se estudian.
Para la ecuación de déficit fiscal, los datos son anuales y van desde el año 1980
hasta el año 2007. Los datos del déficit fiscal han sido obtenidos de los Ministerios de Hacienda
y/o Economía de los respectivos países, los datos de crecimiento del Fondo Monetario
Internacional (FMI), los datos de desempleo de los Institutos Nacionales de Estadística, y los
datos de los Precios de los Commodities de los anuarios estadísticos de la CEPAL. La
especificación del déficit, del crecimiento y del desempleo están medidas como porcentaje, la
primera con respecto al PIB, la segunda como < 8FG H8FG"! / donde 8FG) está en
términos reales y la tercera con respecto a la población laboralmente activa.
4.2
DESCRIPCIÓN DE LOS DATOS
4.2.1 DATOS PARA LA ECUACIÓN MONETARIA
Los datos del crecimiento del dinero cuentan con dos inconvenientes: el
primero corresponde a que como son series mensuales contienen estacionalidad. Se opta por
usar serie mensual debido a que se construye un proceso autorregresivo para la ecuación: así,
es necesario una buena cantidad de datos, que de otra manera no obtendríamos. Se requerirá,
por tanto, un proceso de desestacionalización de las series. El segundo inconveniente viene
dado por la disponibilidad de datos de algunos países: se cuenta con algunas series que
empiezan en los ochenta y otras en los noventa, aunque todas llegan al 200718.
Observando el crecimiento anual del dinero en Sudamérica a lo largo de los
años estudiados, se ven altísimas tasas de crecimiento en los ochenta en épocas de inflaciones
rampantes en varios de los países estudiados, y una disminución muy notoria en los noventa,
18
Los datas mensuales por país son: Argentina (1990-2007), Bolivia (1997-2007), Brasil (1988-2007),
Chile (1986-2007), Colombia (1982-2007), Ecuador (1994-2007), Paraguay (1992-2007), Perú (19922007), Uruguay (1980-2007), Venezuela (1989-2007).
- 23 -
consecuente con las inflaciones mucho más moderadas de esta década. En el promedio hay
una poderosa influencia de outliers como Bolivia, Brasil y Argentina, que sufrieron altísimas
tasas de inflación en los ochenta y parte de los noventa19. Gran parte del mérito del control de
la inflación en Latinoamérica se lo han llevado tradicionalmente las reformas, entre ellas, la
Autonomía del Banco Central.
Crecimiento Anual del Dinero
2
1,5
1
Crecimiento Anual
del Dinero
0,5
2007
2004
2001
1998
1995
1992
1989
1986
1983
1980
0
4.2.2 DATOS PARA LA ECUACIÓN FISCAL
Se vislumbran en los datos fiscales dos problemas también, uno más grave que
el otro; el primero, menos grave, es que se cuenta con datos que provienen de distintas
instituciones, lo que no aúna los criterios. El segundo, más grave, tiene que ver con la medición
de nuestra variable dependiente, el déficit fiscal. Las prácticas en la elaboración de estadísticas
fiscales han sido diversas entre países a lo largo de los años, lo que ha imposibilitado una base
de comparación rigurosa. Distintos organismos internacionales (el FMI, el EUROSTAT) han
abogado por homogeneizar los mecanismos y generar estándares comunes en tres
dimensiones claves: la base de valoración, la cobertura institucional y la estructura de cuentas
a partir de la cual se define el déficit. La base de valoración, ha pasado de ser desde base de
caja a base devengada. La cobertura institucional se refiere a los sectores públicos que se
están incorporando en la elaboración de las estadísticas: el déficit fiscal del Gobierno Central
incluye los tres poderes del estado (ejecutivo, legislativo y judicial), el del Gobierno General
contiene además las estructuras subnacionales (estados, gobiernos regionales y municipios), el
del Sector Público no Financiero las empresas públicas no financieras, y el del Sector Público
19
En Brasil es controlada el año 1994 con el Plano Real, en Argentina en 1991 con la Ley de
Convertibilidad.
- 24 -
Consolidado incluye también las empresas públicas financieras (donde entraría el Banco
Central). La estructura de cuentas con la que se define el déficit, tiene que ver con la
indexación por inflación para medir los flujos reales. En el año 2001 el FMI les propuso a los
países de Latinoamérica seguir una contabilidad de base devengada que diferenciara en estas
tres categorías de déficits: sólo desde aquí, hay completa claridad sobre la estructura de las
cuentas públicas de los países en estudio, aunque se han hecho ajustes que permiten que los
déficits fiscales por países sean comparables. Nuestros datos de déficit fiscal son los
correspondientes al Gobierno General, por su accesibilidad y porque la medición hecha en los
ochenta por muchos países se acercan más a esa definición que a cualquier otra. Esta
definición, con respecto a la del déficit fiscal del Gobierno Central es menos precisa para los
términos que perseguimos20 y tiene menor poder de predicción, y por el contrario, nos evita
muchos inconvenientes con respecto a una definición del déficit fiscal del Sector Público
Consolidado, ya que insertaríamos al Banco Central en el análisis, mezclaríamos la discusión
del uso de política fiscal y política monetaria, tendríamos que insertar otras variables
explicativas como el tipo de cambio (en la medida que los Bancos Centrales se endeuden
afuera) que provocaría problemas econométricos21 y tendría menor poder predictivo.
Observamos, por último, el comportamiento del déficit fiscal para Sudamérica.
Las altas tasas de déficits de los ochenta se explican, además de por la indisciplina fiscal, por la
crisis de deuda, y las altas tasas de finales de los noventa y principios de esta década, por la
crisis asiática: pareciera notarse fuertemente el carácter contracíclico de esta serie. Los
superávits de los últimos años, podrían estar dados, por otro lado, por el aumento exponencial
de los precios de los commodities en el mundo, aunque también podría influir el aumento de la
disciplina fiscal en algunos países, particularmente, a partir del establecimiento de leyes de
superávit estructural y otras reformas relativas a mejorar la salud de las cuentas fiscales (por
ejemplo, reformas de transparencia).
20
Porque lo que queremos ver es el uso de Política Fiscal Oportunista antes de las elecciones. Por
ejemplo, si estamos en un país federalizado que elige democráticamente a sus autoridades regionales
en una fecha distinta de las elecciones presidenciales nacionales (que es lo que estamos midiendo), y el
tamaño relativo del presupuesto regional es alto en comparación con el del Gobierno Central, podría ser
que incluso aunque el Gobierno Central aumentara significativamente el gasto, esto no se viera
reflejado estadísticamente en el déficit del Gobierno General.
21
Simultaneidad del tipo de cambio con el desempleo.
- 25 -
Déficit Fiscal en Sudámerica
6
5
4
3
Déficit Fiscal en
Sudámerica
2
1
-1
1980
1983
1986
1989
1992
1995
1998
2001
2004
2007
0
-2
5.
RESULTADOS
5.1
ECUACIÓN MONETARIA
5.1.2 RESULTADOS POR PAÍSES
Los resultados nos muestran que para D1, ocho de los diez países entregan
coeficientes de la dummy no significativos22; sólo para el caso de Bolivia y Paraguay el
coeficiente es acorde a lo que indica la Teoría de Ciclos Políticos Económicos Oportunistas: en
el caso de Bolivia, el dinero tiende a crecer un 1.6% más que en el resto de todo el período
estudiado, mientras que en Paraguay éste crece un 1.28% más. El coeficiente DR, que implica
una contracción monetaria posterior a las elecciones es negativo para Bolivia y Paraguay. En
todos los casos los coeficientes son significativos al 90% de confianza. Tanto Paraguay como
Bolivia tienen algunos antecedentes que podrían avalar estos resultados: ambos cuentan con
Bancos Centrales con relativamente poca autonomía, hicieron las reformas de autonomía más
tarde que otros países en la región (1995) y tienen una institucionalidad más frágil. Si tomamos
en cambio una especificación DS, que empieza 15 meses antes de las elecciones y termina 3
meses antes de las elecciones, se encuentra evidencia también para Argentina y Brasil en el
coeficiente DS (positivos) y para Brasil en el coeficiente DRS negativo.
La desagregación de las dummies recién analizadas en dummies trimestrales
nos entregan coeficientes significativos para siete de los diez países; todos salvo Bolivia,
22
Los modelos y los resultados por países de esta primera regresión se encuentran en el Anexo 4.
- 26 -
Colombia y Venezuela tienen algún coeficiente que resulte significativo: para la dummy D12T
resultan significativos el coeficiente de Argentina, de Chile, de Paraguay y de Perú (todos
positivos), para D9T el de Ecuador (positivo), para D6T el de Brasil (positivo) y para D3T el de
Argentina, Brasil, Perú y Uruguay (negativos)23. Esto podría sugerir que si bien los países no
usan sistemáticamente en todos los trimestres antes de las elecciones la ayuda de la Política
Monetaria para incentivar la economía, sí lo hacen en algunos con tal de maximizar el efecto
minimizando el daño: así, el crecimiento del dinero anual en el año de la elección puede ser
alto (incluso muy alto) pero puede estar ubicado en un período de tiempo muy chico –un
trimestre. Vemos que el caso más homogéneo es el de Bolivia, en donde ninguno de los cuatro
trimestres estudiados individualmente es significativo, y que tanto D3T, D6T y D12T tienen
signo positivo y están muy cercanos a ser significativos al 90%; por el contrario, la dummy
conjunta (D1) arroja significación. Otro punto relevante para analizar es que el coeficiente en
el trimestre anterior a la elección (D3T) es negativo para cuatro países. La intuición de esto
puede ser la siguiente: los políticos de estos países han comprobado que aumentar la oferta de
dinero el último trimestre antes de las elecciones es irrelevante para la obtención de votos,
porque su efecto no se alcanza a notar en la economía antes de la fecha de estas. Así,
disminuyen la oferta monetaria para que no se dispare la inflación en los períodos siguientes a
la elección, de forma de compensar las altas tasas de crecimiento del dinero en los trimestres
precedentes. De esta manera, aunque podrían estar siendo oportunistas en el uso de la
Política Monetaria, esto podría no reflejarse en la variable D1 porque el último trimestre
estaría intercediendo en la dirección contraria. La dummy DS estaría corrigiendo esta falla: de
hecho, como ya hemos visto, ésta especificación nos indica CPE para dos países más que la D1
(Argentina y Brasil24).
5.1.2 RESULTADOS
INTRODUCIENDO
LA
AUTONOMÍA
DEL
BANCO CENTRAL
Nuestros cálculos para determinar la autonomía del Banco Central (según el
índice definido en secciones precedentes), estiman que los países sudamericanos con mayor
autonomía relativa son Chile, Colombia, Ecuador, Perú y Venezuela, y los con menor son
Argentina, Bolivia, Brasil, Paraguay y Uruguay. Al ver los resultados para estos países
comprobamos que para cuatro de los cinco países con poca autonomía hay evidencia a favor
23
24
Los resultados y sus significancias se muestran en el Anexo 6.
De hecho, tanto Argentina como Brasil tienen un coeficiente D3T negativo y significativo. Ver Anexo 6.
- 27 -
de CPE monetario oportunista (salvo Uruguay), y por el contrario, para ninguno de los países
con mayor autonomía. El coeficiente promedio de la política monetaria expansiva preelectoral, es además, varias veces más grande para el caso de los países con menor
autonomía25: el promedio del coeficiente para países con poca autonomía es de un
crecimiento extra de 1.32% en el año anterior a las elecciones, mientras que para los países
con más autonomía es de 0.19%.
Cuando analizamos lo ocurrido antes y después de las leyes de autonomía del
Banco Central observamos que para cuatro de los cinco países que tenemos datos suficientes
antes de la autonomía26 (Brasil, Chile, Colombia, Paraguay) hay una diferencia entre ambos
coeficientes. Para Uruguay, en tanto, no hay significancia en ninguna de las dummies:
País
Coeficiente DA
Coeficiente DD
Brasil
0.090617***
-0.007047
Chile
0.013245**
-0.000721
Colombia
0.004975*
-0.003030
Paraguay
0.051971**
0.013849*
Uruguay
-0.005718
-0.023663
*= significativo al 90%; **= significativo al 95%; ***= significativo al 99%
Brasil, Chile y Colombia utilizaban política monetaria expansiva eleccionaria
antes de la autonomía de los Bancos Centrales, y luego dejaron de hacerlo; Paraguay continuó,
pero con tasas más modestas (aunque esta es una conclusión sensible dado que las tasas de
inflación eran bastante mayores); Uruguay nunca lo hizo.
Por último, observamos si existen cambios en la estructura de emisión de
dinero en algún momento discreto del tiempo27, cuando ocurre, y como es éste cambio desde
el punto de vista del CPE. Hay cambio estructural para Argentina, Brasil, Chile, Colombia,
Paraguay y Uruguay. Notamos que para cinco de los seis casos, estos cambios se dan en
períodos de reformas o de crisis económicas: para Chile, Paraguay y Uruguay se dan en el año
de las reformas de autonomía del Banco Central (1989, 1995 y 1995 respectivamente), para
Brasil el año en que se hacen las transformaciones más agudas a favor de la liberalización de la
25
Sin considerar las significancias.
Para el caso de Argentina, Perú y Venezuela no hay elecciones desde el período que empieza la data
(1990, 1992 y 1989) y el año de las leyes de autonomía del Central (1992, 1993, 1992). Para el caso de
Bolivia y Ecuador, nuestra data empieza después de las reformas.
27
El análisis se centra en buscar cambios estructurales en las series. Se descubre inestabilidad a través
de los tests de CUSUM y CUSUM al cuadrado para los modelos de siete de los diez países. Luego, a partir
del test de Chow, encontramos el momento del cambio estructural.
26
- 28 -
economía (1994) que es el mismo año de la crisis del tequila mexicana, para Argentina en
diciembre de 2001, justo con una de las crisis más duras de su historia –y adicionalmente, con
el término de la Ley de Convertibilidad; en Colombia, poco después de un año de la Autonomía
del Banco Central, a comienzos de 1994, el año de la crisis del tequila.
Separando las series en dos, antes y después del cambio estructural, reestimamos. Para los casos de Chile, Colombia, Paraguay y Uruguay las conclusiones son las
mismas que nos dio el análisis recién hecho a través de DA y DD. El análisis de Argentina y
Brasil es el que sigue:
Argentina: Hay cambio estructural en el momento de la crisis, cuando colapsa el tipo
de cambio fijo (2001). Luego de una inflación rampante a fines de los ochenta, en 1991
se promulgó la Ley de Convertibilidad, que establecía una paridad uno a uno del peso
argentino con el dólar americano. Según el modelo de Mundell y Fleming, existe una
Trinidad Imposible, en la que un país no puede optar por Política Monetaria activa,
Tipo de Cambio Fijo y Mercado de Capitales Abierto; en consecuencia, se esperaría
que en las elecciones que se celebraron en ese período en Argentina (5/1995 y
10/1999) no se hubiese usado una Política Monetaria expansiva28. Observamos no hay
existencia de política expansiva pre-eleccionaria en tiempos de tipo de cambio fijo
(1991-2001) y sí existió, por otro lado, sin paridad cambiaria.
Brasil: En el año 1994 ocurren dos sucesos importantes: la crisis del tequila y el inicio
de una serie de reformas inéditas en el país (privatizaciones, control de la inflación y
del gasto público, entre otras cosas); es en este marco de transformaciones donde
encontramos el cambio estructural de nuestro modelo: esperaríamos así, que la
existencia de política monetaria expansiva antes de las elecciones, de existir,
disminuyera a partir de este punto. Los resultados corroboran la intuición: antes de
1994, en los períodos pre-electorales la oferta crecía un 14.49% más, luego de 1994,
no hay evidencia de un crecimiento especial. Un coeficiente tan alto para el
crecimiento del dinero en el primer período se explica por la altísima inflación de ese
tramo.
28
En rigor en los últimos años, Argentina ha seguido manteniendo una especie de Tipo de Cambio Fijo
en tres pesos por dólar. Sin embargo, nominalmente ahora el Tipo de Cambio es flotante, y no existe
ninguna restricción real (como sí existía entre 1991 y 2001) como para no usar la Política Monetaria
antes de las elecciones.
- 29 -
5.2
ECUACIÓN FISCAL
5.2.1 RESULTADOS POR PRIMERAS DIFERENCIAS
Los resultados nos dan los signos esperados en los parámetros significativos de
las primeras diferencias del desempleo y crecimiento, positivo y negativo respectivamente.
Frente a un aumento del desempleo aumenta el déficit fiscal en Argentina, Chile, Colombia,
Ecuador y Uruguay; frente a un aumento de la tasa de crecimiento disminuye el déficit fiscal en
Chile y Uruguay. Por el contrario, el coeficiente del primer rezago nos da negativo para tres
países (Argentina, Uruguay y Venezuela) y positivo sólo para Chile: la explicación que
encontramos para éste suceso es que es posible que sus ingresos y gastos fiscales sean muy
variables debido a las vicisitudes internas y externas; de esta forma, el déficit fiscal ha sido una
especie de salvavidas para acolchonar los imprevistos shocks y vueltas de tuerca en estos
países. Una de las cosas que llama poderosamente la atención, es que el parámetro del precio
del commodity, salvo en el caso de Venezuela, sea no significativo; que no afecte el resultado
de las cuentas fiscales en países mono-exportadores en donde el producto de exportación está
en manos del estado o de empresas privadas que pagan altos impuestos, parece extraño. Hay
cuatro posibles razones para esto: en primer lugar, puede ser que el aumento del precio del
commodity de exportación aprecie el tipo de cambio, perjudicando a otros exportadores a tal
punto que el efecto de bienestar no sea efectivo, debido en parte, a menores impuestos, en
parte, a subsidios para paliar los peores términos de intercambio; esto podría explicarse para
países con portafolios de exportación un poco más diversificados. Segundo, que el aumento de
precios de distintos commodities puede estar correlacionado positivamente: así, el aumento
del precio del commodity de exportación se podría ver contrarrestado con el aumento del
precio del commodity de importación, anulando el efecto (por menores impuestos, por
subsidios). Chile, que exporta cobre e importa petróleo, podría ser un buen ejemplo. Una
tercera alternativa sería para países que tienen balances estructurales que, a corto plazo, se
mantienen más o menos estables, que provocaría que el efecto de un cambio de precios se
difumine en muchos años: estos balances se elaboran a partir del crecimiento de tendencia y,
en algunos casos –como Chile, de los precios de mediano-largo plazo del commodity de
exportación. Sin embargo, esto no quiere decir que no se pueda justificar una cointegración
entre déficit fiscal y el precio del commodity (próxima sección); por el contrario, lo que hace un
balance estructural es alinearse a equilibrios fiscales acorde a las condiciones de largo plazo y
permitir el uso de Política Fiscal contracíclica. La cuarta de las alternativas, es que puede ser un
problema de datos o de especificación. Por último, observamos que el parámetro que
acompaña a la dummy del Ciclo Político Económico es significativo para Argentina, Paraguay
- 30 -
Uruguay al 95% de confianza y que Chile y Venezuela tienen coeficientes que están cerca de
ser significativos al 90% (86.62%, y 84.34% respectivamente).
Schuknecht (2000) y muchos otros estudios (Von Hagen y Harden -1994;
Alesina, Hausmann, Hommes, y Stein -1995) explican las diferencias entre la evidencia de
política fiscal expansiva pre-electoral más bien nula en países desarrollados con la significativa
en los países en vías de desarrollo, por la debilidad institucional de estos: en concreto, la
capacidad de imponer normas, de fiscalizar las instituciones, de tener Ministerios de Hacienda
fuertes y de establecer leyes que regulen el gasto de acuerdo a una fórmula predeterminada,
ayudan a mantener la disciplina fiscal y a prohibir su uso con fines electorales.
Desde esta perspectiva, observamos los casos de Chile y Argentina, ambos con
cambios estructurales en la función de política fiscal en los años 2001 y 2002, respectivamente.
En Chile se observa el mismo año que se implementó la ley de balance estructural, y se ve que
el coeficiente de la dummy oportunista para el período 1980-2000 es mayor que para el caso
total (1.2 vs 0.95)29 y que está más cerca de ser significativo30 (si es que fuera significativo,
podríamos concluir que fue una señal de salud al sector fiscal del país). En el caso de
Argentina, con cambio en el año de la crisis -2002, el coeficiente de la dummy para el período
1980-2001 es mayor y más significativo (99% vs 95%). Hay dos hipótesis para explicar este
cambio: la primera, que luego de la crisis se toma una actitud más prudente con el uso de la
política fiscal antes de las elecciones; la segunda se puede analizar como un cambio en la
herramienta de CPE oportunista: mientras que con cambio fijo es efectivo incentivar a la
economía a través de un aumento de gasto fiscal, con cambio flexible es mejor hacerlo con
política monetaria.
5.2.2 RESULTADOS POR COINTEGRACIÓN
Analizamos así, en primer lugar la existencia de cointegración para cada una de
las series I(1) de las respectivas ecuaciones de todos los países31. Para nueve de las diez
economías, salvo Venezuela, la serie del Déficit Fiscal tiene raíz unitaria: adicionalmente, en
todos los casos existe alguna de las variables explicativas que nos permite probar una posible
relación de cointegración. La cointegración de éstas variables en ocho de los nueve casos,
29
No contamos con datos suficientes para compararlo con el período 2001-2007.
Es significativo al 88.86%.
31
Ver Anexo 11.
30
- 31 -
salvo Argentina, existe. Es posible, por tanto, estimar por cointegración el Déficit Fiscal para
ocho de los diez países en estudio. En el caso de Argentina y Venezuela, nos quedaremos con
las estimaciones preliminares por primeras diferencias.
Los resultados para los ocho países con vector de cointegración, que se
muestran en el Anexo 11, tienen una capacidad predictiva bastante mayor al caso anterior (en
promedio, los modelos de cointegración tienen R ; cercanos a 0.7 mientras que los de primeras
diferencias cercanos a 0.4). Es importante notar que la serie de residuos de la ecuación de
largo plazo rezagada un período es significativa y de signo negativo para todos los países, con
excepción de Chile (es negativa y significativa solamente a un 84% de confianza)32. El ajuste al
largo plazo es rápido para Bolivia y Uruguay (coeficientes mayores a 1 en valor absoluto) y es
lento para Brasil, Colombia, Ecuador, Paraguay y Perú (coeficientes menores a 1 en valor
absoluto). Con respecto a la dummy de política fiscal oportunista, vemos que es significativa
para Paraguay y Uruguay.
5.2.3 RESULTADOS POR PANEL
La estimación por Arellano y Bond nos da parámetros poco significativos: sólo
el crecimiento resulta significativo y del signo correcto según la teoría (negativo). Los
coeficientes del commodity y de la dummy están muy cerca de ser significativos al 90% (Prob.
de 0.11 y 0.127, respectivamente) con los signos correspondientes (negativo y positivo). El
desempleo, de signo positivo, es no significativo. Como Arellano y Bond recomiendan, para
testear la significancia de los parámetros, procesos de una etapa, corremos el modelo de
efectos fijos33, obteniendo parámetros más significativos. La regresión no tiene
autocorrelación.
Los resultados de esta estimación nos entregan significancia para la constante
(-0.3453), el rezago (-0.1074), el desempleo (0.1772) y la dummy de política fiscal (0.8557):
solamente el crecimiento y el commodity resultan no significativos. Se permite rechazar la HN
del desempleo al 1%, de la dummy al 5%, y de la constante y el rezago al 10%. Nuevamente,
32
El caso de Chile se podría explicar con el cambio estructural en el modelo: separando la muestra para
antes y después del cambio estructural, y re-estimando para la primera parte de la muestra (19802001), el coeficiente del residuo es negativo y significativo (la segunda parte de la muestra no se puede
estimar por ser muy pocos datos).
33
El test de Hausman nos indica que en éste caso es razonable tomar efectos fijos y no aleatorios.
- 32 -
como en el caso de algunos países, observamos un coeficiente del rezago negativo, contrario a
la intuición.
5.
CONCLUSIONES
Los resultados generales dependen de la especificación que tomemos.
Para la Política Monetaria testeamos con distintas especificaciones de
dummies: encontramos que con una dummy que no considera el último trimestre antes de las
elecciones, hay evidencia de política monetaria oportunista para Sudamérica al 90% de
confianza. La razón de excluir este trimestre estaría dado por la evidencia de un coeficiente
negativo para algunos países: nuestra interpretación es que los políticos de aquellos países han
comenzado la contracción que indica el CPE después de las elecciones, dado que un aumento
hipotético en ese trimestre no produciría efectos en la economía antes de las elecciones.
Encontramos también evidencia positiva para el cuarto trimestre antes de las elecciones.
Por países, se encuentra evidencia de CPE oportunista en la Ecuación
Monetaria para cuatro de los cinco países que cuentan con menor autonomía del Banco
Central: Argentina, Bolivia, Paraguay y Brasil. Tomando dummies diferentes para antes y
después de la reforma de autonomía del Central, observamos que cuatro de los cinco países
testeados incurrían en políticas oportunistas antes de las reformas, y que tres de cuatro
dejaron de hacerlo con la nueva condición.
Para la ecuación de Política Fiscal, hacemos dos especificaciones por primeras
diferencias y cointegración y
encontramos evidencia de CPE para Argentina, Uruguay y
Paraguay. Para el análisis por Panel, estimamos por Arellano-Bond, que nos entrega
coeficientes no significativos. Sin embargo, según los propios autores, la significancia de los
parámetros debe verse en estimaciones de una etapa. Así, si nos fijamos en los que arroja un
Panel de efectos fijos, que nos entrega un coeficiente para la dummy positivo y significativo al
90%.
Para Nordhaus (1975) la principal dificultad de un sistema democrático en
donde sus autoridades toman decisiones intertemporales de consumo para la población (a
través de la manipulación de las herramientas con que cuenta), es que el peso relativo que le
dan al consumo en los períodos pre-electorales es muy alto con respecto al que le dan al resto
de los períodos, por un tema de incentivos personales, produciendo una política miope sub- 33 -
óptima. Algunas de las soluciones que plantea para evitar la existencia de este CPE oportunista
son: en primer lugar, entregar a los votantes la información suficiente para que ellos puedan
juzgar y condenar, si así les parece, la manipulación económica pre-electoral de sus
autoridades; en segundo, que se le otorguen las herramientas de manipulación (política
monetaria, política fiscal) a organizaciones que no tengan el incentivo de llevar estas prácticas
a cabo, organismos técnicos o independientes.
Cuando los gobernantes tuvieron “oportunidades” de manipular la economía
en períodos pre-eleccionarios, lo hicieron: los ejemplos que nos provee el trabajo son
bastantes: Chile y Colombia antes de la reforma de autonomía del Banco Central en política
monetaria, Argentina en el momento que abandonó el tipo de cambio fijo que le prohibía
hacer política monetaria expansiva o Brasil antes de las reformas de 1994. Como la CPE
oportunista provoca asignaciones de recursos ineficientes, y uso de herramientas de política
errónea, concluimos que para evitarlo, es razonable legislar y regular el uso de éstas, entregar
el manejo a manos técnicas y poner a disposición pública la mayor cantidad posible de
información (para disminuir las asimetrías). Los pasos que se observan en la región son en la
dirección correcta, y procesos como la autonomía del Banco Central o la implementación de un
presupuesto estructural, parecen ser exitosos procesos que ayudan a la erradicación de esta
conducta. Las conclusiones de Nordhaus siguen siendo válidas.
- 34 -
6. REFERENCIAS
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- 36 -
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37. Troncoso, R. (2006), “Apunte Econometría Aplicada”, Pontificia Universidad
Católica.
- 37 -
7. ANEXOS
7.1
ANEXO 1: ELECCIONES PRESIDENCIALES EN SUDAMÉRICA
País
Argentina
Bolivia
Brasil
Chile
Colombia
Ecuador
Paraguay
Perú
Uruguay
Venezuela
Fechas Elecciones (Mes/Año)
10/1983; 5/1989; 5/1995; 10/1999; 4/2003;
10/2007
8/1985; 5/1989; 7/1993; 6/1997; 6/2002;
12/2005
10/1989; 10/1994; 10/1998; 10/2002;
10/2006
10/198834; 12/1989; 12/1993; 12/1999
(1/2000 sv35.), 12/2005 (1/2006 sv.)
8/1982; 5/1986; 5/1990; 5/1994; 6/1998;
5/2002; 5/2006
1/1984; 1/1988 (5/1988 sv.); 5/1992
(7/1992); 5/1996 (6/1996 sv.); 6/1998
(7/1998 sv.); 10/2002 (11/2006 sv.); 10/2006
(11/2006 sv.)
5/1989; 5/1993; 5/1998; 4/2003
3/1985; 4/1990 (6/1990 sv.); 5/1995;
4/2000 (5/2000 sv.); 4/2001 (6/2001 sv.);
4/2006 (6/2004 sv.)
11/1984; 11/1989; 11/1994; 10/1999;
10/2004
12/1983; 12/1988; 12/1993; 12/1998;
7/2000; 11/2006
Fuente: Enciclopedia Hispánica, Wikipedia
34
Este es el plebiscito de 1988, a favor o en contra de la permanencia de Pinochet. Es el único caso de
plebiscito en la muestra. Todas las demás votaciones son presidenciales democráticas, con distintos
candidatos.
35
Corresponde a la segunda vuelta.
- 38 -
7.2
ANEXO 2: DETERMINACIÓN DEL MODELO DE LA ECUACIÓN DE
DINERO
El proceso autorregresivo se analiza de la siguiente manera. Mostraremos el
proceso de esta ecuación para Chile, que es análogo al resto.
Usamos:
! "!
# $ "$
$%! &'
(
$%) &
*
El gráfico del crecimiento del dinero es:
El crecimiento de la serie parece ser estacionario. Para que la serie sea estacionaria,
debemos rechazar la hipótesis nula de raíz unitaria a través del test Dickey-Fuller aumentado.
En las series de los diez países estudiados, las series aceptan la estacionariedad al 5% de
confianza para Argentina y al 1% de confianza para los otros nueve países. Los resultados son
los que siguen:
Dickey-Fuller Aumentado: se rechaza la HN de raíz unitaria para los diez países.
País
Prob
Argentina
0.0399
Bolivia
0.0000
Brasil
0.0015
Chile
0.0000
Colombia
0.0000
Ecuador
0.0000
Paraguay
0.0000
Perú
0.0000
Uruguay
0.0000
Venezuela
0.0000
- 39 -
Rechaza HN
Luego, y continuando con el caso de Chile, observamos el correlograma:
La serie hay que desestacionalizarla: se nota claramente, en este y otros países que
siempre los rezagos 12 y 24 son significativos, pues como es una serie mensual el mes de
diciembre, por ejemplo, dependerá del diciembre del año pasado y del antepasado. Luego de
desestacionalizarla, mediante el método X11 Census de EViews, seguimos el proceso.
En el correlograma de la serie desestacionalizada36 vemos, observando la correlación
parcial, que el modelo podría ser un AR(12)37. A continuación estimamos distintos modelos por
OLS y obtenemos los criterios de Akaike y Schwarz; algunos de ellos se muestran a
continuación:
36
37
Modelo/Criterio
Akaike
Schwarz
AR (15)
-3.931091
-3.690251
AR(14)
-3.940203
-3.714182
AR(13)
-3.950590
-3.739302
AR(12)
-3.960943
-3.764304
AR(11)
-3.651526
-3.469452
AR(10)
-3.632869
-3.465278
AR(9)
-3.591257
-3.438065
AR(8)
-3.591788
-3.452915
AR(7)
-3.595429
-3.470793
AR(6)
-3.547582
-3.437105
AR(5)
-3.543447
-3.447048
Que no se presenta aquí
En este caso, es sólo casualidad que creamos que es un proceso igual al de la serie con estacionalidad.
- 40 -
Así, el modelo queda para Chile:
! "!
# $ "!;
!= &'
(
$%) &
*
El AR(12) es también el que tiene un R ; mayor (0.191935). Ahora, debemos ver que los
residuos de la regresión no sean heterocedásticos o estén autocorrelacionados, lo que
provocaría que nuestros estimadores por OLS no fueran de mínima varianza; para esto,
utilizamos los tests de White (sin términos cruzados) y de Breusch-Godfrey, respectivamente.
La hipótesis nula de homecedasticidad y no-autocorrelación para cada uno de los países no
puede ser rechazada, lo que permite que las estimaciones por OLS sean las adecuadas. Los
resultados son:
Test de White para Heterocedasticidad y Test de Breusch-Godfrey para
Autocorrelación:
País
Prob. White
HN White
Prob. B-G
HN B-G
Argentina
0.976466
No Rechazo
0.976472
No Rechazo
Bolivia
0.196784
No Rechazo
0.729143
No Rechazo
Brasil
0.038532
Rechazo
0.996135
No Rechazo
Chile
0.998610
No Rechazo
0.998610
No Rechazo
Colombia
0.233602
No Rechazo
0.754392
No Rechazo
Ecuador
0.999995
No Rechazo
0.103688
No Rechazo
Paraguay
0.153490
No Rechazo
0.114307
No Rechazo
Perú
0.123421
No Rechazo
0.000433
Rechazo
Uruguay
0.815446
No Rechazo
0.617463
No Rechazo
Venezuela
0.903257
No Rechazo
0.929512
No Rechazo
Vemos en el correlograma de los errores, que estos se parecen bastante a un ruido blanco
(tienen buen comportamiento).
- 41 -
Comprobamos que los residuos distribuyan normal:
Se rechaza la HN de que los errores distribuyen normal. Es un problema que tienen las series
de nueve de los diez países (salvo Bolivia); los resultados a continuación:
País
Media
Varianza
Skewness
Kurtosis
Probability
Argentina
-9.89e-17
0.027521²
-0.445229
4.442493
0.000007
Bolivia
1.95e-16
0.021055²
-0.011653
3.117392
0.982254
Brasil
0.001508
0.074932²
-0.543250
11.74007
0.000000
Chile
-2.81e-16
0.028361²
2.809155
22.27687
0.000000
Colombia
-2.21e-16
0.014065²
-0.168701
5.637375
0.000000
Ecuador
1.05e-16
0.055554²
5.092325
44.25591
0.000000
Paraguay
7.62e-17
0.035258²
-0.176208
4.590807
0.000070
Perú
3.76e-17
0.021560²
0.622180
12.16198
0.000000
Uruguay
-3.80e-18
0.077897²
0.138472
7.096612
0.000000
Venezuela
1.06e-16
0.034559²
-0.105192
5.690483
0.000000
- 42 -
7.3
ANEXO 3: CUALIDADES ECONOMÉTRICAS DE LAS SERIES
7.3.1 ECUACIÓN DEL DINERO
Se demuestra que la serie es estacionaria en todos los casos y que los errores de
las regresiones son homocedásticos y no autocorrelacionados en nueve de los diez países
estudiados -Brasil tiene una matriz de errores heterocedástica, Perú una autocorrelacionada;
como es un inconveniente puntual de un par de países, solucionamos el problema corrigiendo
la matriz de varianzas y covarianzas por el Método de White y el de Newey-West,
respectivamente. Si el problema fuera generalizado, se debería estimar por GLS. Sin embargo,
los problemas surgen en cuanto observamos que los errores no distribuyen normal en nueve
de los diez casos (salvo Bolivia). Se plantean dos posibles causas: pueden ser provocados por
datos outliers o por la desestacionalización de las series, que le quita predictibilidad a los
modelos. Se prueba un modelo dejando afuera a los datos extremos, sin embargo, en la
mayoría de los casos, el problema se mantiene; también se estima con la serie estacionalizada,
sin solución satisfactoria. Al observar la estructura de los errores de nuestros procesos y
compararlos a una estructura que distribuya normal -* S12
/, notamos que las diferencias
están dadas por una varianza muy pequeña y por una kurtosis muy alta38. Por último,
observamos la estabilidad del modelo a partir de los tests de CUSUM y CUSUM al cuadrado: se
ve que siete países (Argentina, Brasil, Chile, Colombia, Paraguay, Perú y Uruguay) no son del
todo estables y podrían tener un cambio estructural; estos cambios se dan en períodos de
reforma. Al separar la serie en dos y re-estimar las ecuaciones, las propiedades estadísticas de
algunas de las series mejoran; concretamente, los modelos de antes del cambio estructural
para Colombia, Chile, Brasil, Argentina y Paraguay y el modelo para después del cambio
estructural para Argentina, aceptan la HN de errores normales.
7.3.1 ECUACIÓN FISCAL
Miramos la robustez de los resultados; en particular, hacemos tests para
probar homocedasticidad, no autocorrelación, normalidad de los errores y estabilidad del
modelo (a través de CUSUM y CUSUM cuadrado). Rechazamos heterocedasticidad,
autocorrelación, no-normalidad de los errores e inestabilidad del modelo en el caso de Bolivia,
38
Los tests de la normalidad de los errores y sus momentos se encuentran al final del Anexo 2.
- 43 -
Brasil, Colombia, Ecuador, Paraguay Perú y Uruguay. El resto de los casos los analizamos por
separado:
Venezuela: Se rechaza la HN de homocedasticidad al 10% (0.063797). Para solucionar
el problema tenemos dos alternativas: estimar por GLS (Mínimos Cuadrados
Generalizados) o corregir la matriz de varianzas y covarianzas por el método de
Newey-West. Dado que el problema no resulta tan serio (no se está rechazando al
5%), solucionamos por la segunda alternativa. Los resultados del Anexo 11 para
Venezuela están corregidos.
Chile: Se observa que el modelo puede ser inestable: el test de CUSUM al cuadrado se
sale de las bandas entre 2000 y 2003.
Vemos si hay cambio estructural en alguno de esos años, a través del test de Chow. En
el año 2001 y 2002 encontramos evidencia de cambio estructural, exactamente los
años en que se implementó la ley de balance estructural.
Argentina: El CUSUM al cuadrado también se sale de las bandas:
Probamos si hay cambio estructural en el año 2001: efectivamente lo hay.
Evidentemente, el cambio se explicaría por la crisis de ese año.
- 44 -
7.4
ANEXO 4: MODELOS Y COEFICIENTES DE LA ECUACIÓN DE
DINERO POR PAÍSES
País
Modelo
Akaike
Schwarz
T;
Coef. D1
t-Statistic
Prob
Argentina
AR(17)
-4.489215
-4.123743
0.393242
0.005832
1.394134
0.1710
Bolivia
AR(11)
-4.466794
-4.013020
0.353280
0.016077
1.969168
0.0548
Brasil
AR(21)
-2.114746
-1.750588
0.618579
0.008594
0.649235
0.5170
Chile
AR(12)
-3.960943
-3.764304
0.191935
0.004382
1.035695
0.3014
Colombia
AR(12)
-5.526614
-5.295969
0.213012
0.000792
0.326343
0.7445
Ecuador
AR(12)
-2.755840
-2.461315
0.184235
0.004724
0.476271
0.6346
Paraguay
AR(12)
-3.684720
-3.411313
0.234122
0.012816
1.731365
0.0853
Perú
AR(18)
-4.673941
-4.406842
0.197824
-0.000409
-0.103200
0.9179
Uruguay
AR(17)
-2.145565
-1.908958
0.122961
-0.013030
-1.107039
0.2692
Venezuela
AR(16)
-3.718941
-3.417115
0.174598
-0.005127
-0.864618
0.3883
7.5
ANEXO 5: COEFICIENTES DS DE LA ECUACIÓN DE DINERO POR
PAÍSES
País
Coeficiente DS
t-Statistic
Prob
Argentina
0.007086
1.701782
0.0962
Bolivia
0.006396
0.750279
0.4568
Brasil
0.031521
2.398746
0.0174
Chile
0.004449
0.984192
0.3260
Colombia
-0.000037
-0.015443
0.9877
Ecuador
0.010480
1.035072
0.3024
Paraguay
0.011532
1.704294
0.0942
Perú
0.001462
0.371152
0.7110
Uruguay
0.003946
0.750279
0.4568
Venezuela
-0.002479
-0.419698
0.6752
- 45 -
7.6
ANEXO 6: COEFICIENTES TRIMESTRALES DE LAS DUMMIES DE LA
ECUACIÓN DE DINERO POR PAÍSES
País/Dummy
D3T
D6T
D9T
D12T
Argentina
-0.015394*
-0.001147
-0.005731
0.017812*
Bolivia
0.021881
0.024775
0.023890
-0.002746
Brasil
-0.040288*
0.051734**
0.022252
0.012366
Chile
0.002532
0.002975
0.002344
0.017032**
Colombia
-0.003534
0.003601
-0.000543
0.004333
Ecuador
-0.011409
-0.002616
0.040629**
-0.003649
Paraguay
0.005411
-0.017445
0.019447
0.034502***
Perú
-0.011869**
-0.004684
-0.004637
0.019036***
Uruguay
-0.037161*
-0.012185
-0.001543
0.004998
Venezuela
-0.007208
-0.000777
-0.004568
-0.007490
*= significativo al 90%; **= significativo al 95%; ***= significativo al 99%
- 46 -
7.7
ANEXO 7: AÑO DE LAS REFORMAS DE AUTONOMÍA DEL
BANCO CENTRAL EN SUDAMÉRICA
País
Argentina
Autonomía
1992
Bolivia
1995
Brasil
199339
Chile
1989
Colombia
1992
Ecuador
1992
Paraguay
1995
Perú
1993
Uruguay
1995
Venezuela
1992
Fuente: Jácome y Vázquez
39
La constitución de 1988 se reforma en variadas ocasiones a través de mecanismos de voto popular.
En el referéndum del año 1993 que decide la forma del gobierno, se hacen las reformas a favor de la
autonomía del Banco Central de Brasil.
- 47 -
7.8
ANEXO 8: PRINCIPAL COMMODITY DE EXPORTACIÓN POR
PAÍSES
País
Commodity Principal
% de la Exportación
Argentina
Ninguno
-
×
Bolivia
Gas Natural
39.5
Brasil
Hierro
6.5
×
Chile
Cobre
30.5
Colombia
Petróleo Crudo
19.0
Ecuador
Petróleo Crudo
54.5
Paraguay
Ninguno
-
×
Perú
Oro y Cobre
16.2 y 13.0
Uruguay
Ninguno
-
×
Venezuela
Petróleo y Derivados
70.5
Fuente: CEPAL, Anuario estadístico de América Latina y el Caribe, 2007
- 48 -
Se activa Di
7.9
ANEXO 9: TEST DE RAÍZ UNITARIA PARA LAS VARIABLES DE LA
ECUACIÓN DE DÉFICIT FISCAL
País/Variable
Déficit Fiscal
Crecimiento
Desempleo
Argentina
0.2553
0.0202
0.3605
Bolivia
0.1182
0.2636
0.2713
Brasil
0.2969
0.0053
0.4472
Chile
0.7556
0.0114
0.3816
Colombia
0.3425
0.0793*
0.1104
Ecuador
0.0668*
0.0000
0.0220
Paraguay
0.1267
0.0038
0.2504
Perú
0.5703
0.0158
0.0689*
Uruguay
0.1411
0.0238
0.0996*
Venezuela
0.0467
0.0028
0.0254
*Se rechazaría la HN de raíz unitaria al 90% de confianza. Trabajamos al 95%
Commodity
ADF
Cobre
0.9975
Gas
0.9332
Oro
0.8713
Petróleo
0.9982
- 49 -
7.10 ANEXO 10: RESULTADOS DE LA ECUACIÓN DEL DÉFICIT FISCAL
POR PAÍSES PARA LA ESPECIFICACIÓN POR PRIMERAS DIFERENCIAS40
País
Cte
dDF-/
dDF-2
dU
dy
dPC
Dummy
Argentina
-0.673304**
-0.344627*
0.461541**
0.218933*
0.059362
-
1.067036**
Bolivia
-1.786270
-0.012464
-0.465065*
-0.197446
0.532938
0.987551
1.368093
Brasil
-0.149480
0.105140
-
0.240942
0.276837
-
0.270550
Chile
-0.414123
0.155583*
-
0.206900*
-0.175995**
-1.044821
0.727287
Colombia
0.039462
-0.144492
-
0.302067*
-0.209415
-0.043353
-0.342260
Ecuador
0.113232
-0.241022
-
0.398657**
-0.046829
-0.067077
-0.792279
Paraguay
-0.796599*
-0.223625
-
-0.020907
-0.101643
-
2.155945**
41
Perú
-0.597692
-0.180032
-
0.312015
-0.115409
0.009578
-0.062154
-0.431659
Uruguay
-0.261723
-0.542601***
-
0.838029***
-0.130389**
-
2.709907**
Venezuela
0.019945
-0.302367*
-
-0.197187
-0.026342
-0.197265**
1.831767
*= significativo al 90%; **= significativo al 95%; ***= significativo al 99%
40
Los Coeficientes correspondientes a crisis, que no se consignan, en general tienen signo positivo.
Este coeficiente pertenece a la diferencia en el precio del oro, el segundo a la diferencia en el precio
del cobre. En las tablas de más adelante se procede de manera similar.
41
- 50 -
7.11 ANEXO 11: COINTEGRACIÓN DE LAS VARIABLES
Variables de la
Ecuación de LP
País
Argentina
Bolivia
Brasil
Chile
Colombia
42
Ecuador
43
Paraguay
Perú
Uruguay
44
Venezuela
DF
U
DF
y
U
PC
DF
U
DF
U
PC
DF
y
U
PC
DF
PC
DF
U
DF
U
PC
DF
U
-
Cointegran
ADF Residuos
×
0.1078
0.0092
0.0900
0.0018
0.0136
0.0630
0.0707
0.0118
0.0001
-
-
DFDéficitFiscalOyCrecimientoOUDesempleoOPCPreciodelCommodityrespectivo
42
Cointegra solamente al 10%, no al 5%.
Cointegra solamente al 10%, no al 5%.
44
Venezuela solamente tiene una variable I(1) –el petróleo, por lo que no puede cointegrar.
43
- 51 -
7.12 ANEXO 12: RESULTADOS DE LA ECUACIÓN DEL DÉFICIT FISCAL
POR PAÍSES PARA LA ESPECIFICACIÓN POR VECTORES DE
COINTEGRACIÓN
- 52 -