Política Económica - Banco Central de la República Dominicana
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II. Política Económica 91 Estimación de Reglas de Política Monetaria de Regímenes con Metas de Inflación: Caso Chileno Por: Francisco A. Torres Díaz1 Año 2010, Vol. IV, No. 1 I. Introducción La teoría monetaria partiendo desde la Gran Depresión ha hecho importantes avances. Desde el trabajo de Friedman y Schwartz, Monetary History of the United States 1867 - 1960 hasta las décadas de los 80 y 90 con las teorías de Barro, Gordon, McCallum, Nelson y con la introducción de reglas monetarias á la Taylor; tenemos una vasta experiencia teórica de donde basarnos al tratar de modelar el comportamiento de las autoridades monetarias de un país. Estas reglas tipo Taylor han sido estudiadas a fondo por autores como Bernanke, Clarida, Galí, Gertler, Mishkin, Svensson y otros que favorecen la adopción de un modelo que pueda ayudar al mercado crear las expectativas en torno a las decisiones tomadas por las autoridades. Las bondades y deficiencias de estos modelos han sido debatidas por décadas. La conducción de la política monetaria ha sido uno de los ejes centrales en el escenario global que nos encontramos en estos momentos. Desde la crisis subprime en los EEUU hasta la debacle de los mercados financieros después de la quiebra de Lehman Brothers, hacen de los banqueros centrales protagonistas de las noticias diarias. Nuestro deseo en este trabajo es poder replicar la teoría en base a una regla monetaria utilizando como instrumento la tasa de política monetaria del Banco Central de Chile. Dado que el Banco Central de Chile adoptó una política de metas de inflación a mediados de los 90, su ancla nominal pasó a ser las expectativas que los agentes se forman respecto a la inflación; llevándose de las señales emitidas por las autoridades vía su tasa de interés de política monetaria y sus respectivos informes de inflación. Es tan importante la decisión misma de política como el mecanismo de informarle de forma clara, precisa y sencilla al mercado los pronósticos de las variables que afectan su toma de decisión. Por último es preciso que el mercado comprenda cual es el modelo de inflación que el banco apunta a mantener dentro de su meta. II. Marco teórico El marco teórico para este trabajo puede extenderse a tratar de explicar en micro fundamentos una regla tipo Taylor. En esta sección más bien se trata de resumir dichas teorías que se basan en modelos de equilibrio general dinámicos también llamados modelos de ciclos reales, donde se incorporan rigideces nominales á la Calvo. Al existir estas rigideces nominales el Banco Central puede afectar la tasa de interés real de corto plazo a través de su tasa de política nominal. 1 División de Modelos Macroeconómicos, Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos. 92 Banco Central de la República Dominicana En estos modelos que mantienen la virtud empírica de los modelos IS/LM; la política monetaria afecta la economía real en el corto plazo. A diferencia de los modelos puramente Keynesianos, estos están micro-fundados ya que parten de agentes maximizadores representativos de las firmas y los hogares. El comportamiento de estos agentes se ve influenciado por las expectativas de la política monetaria futura y presente. No solamente actúa el Banco Central sobre las tasas actuales sino también sobre las expectativas de tasas futuras, ya que los agentes son forward-looking. El modelo incorpora una curva IS que relaciona inversamente la brecha del producto con la tasa de interés real y una curva de Phillips relacionando positivamente la inflación con la brecha del producto. La curva IS proviene de la decisión óptima de los hogares de escoger su nivel de consumo y ahorro. Como los hogares tienden a suavizar el consumo en el tiempo, las expectativas de mayor consumo futuro aumenta el deseo de consumir más hoy, así aumentando la demanda agregada. El efecto negativo de la tasa de interés real refleja la elasticidad inter-temporal del consumo. La curva de Phillips proviene de la agregación de qué porcentaje de las firmas individuales pueden ajustar sus precios sujetos a las expectativas de precios futuros como también de aquellas que lo dejan fijo. Cuando existe un exceso en la demanda, estos se traducen en mayores costos marginales para las firmas y estas a su vez tratan de ajustar sus precios, pero solo algunas lo pueden hacer. Una diferencia respecto a la curva de Phillips aumentada es que la inflación depende de la inflación esperada y no de las expectativas sobre la inflación de hoy hechas en el pasado. Tampoco existe inercia inflacionaria en este modelo. Utilizando la tasa de política monetaria nominal como instrumento, el Banco Central ajusta la oferta monetaria hasta alcanzar su meta de tasa. En este instante, la condición de equilibrio en el mercado de dinero simplemente determina el valor de la oferta monetaria que se ajusta al criterio de equilibrio. Por esta razón es irrelevante la curva LM en el modelo. Partiendo de una minimización de costos asociados a la brecha del producto y a la desviación de la inflación respecto a su meta, el Banco Central en su publicación del año 2003 nos presenta una regla de política monetaria para la tasa de interés nominal (i). Esta regla indica que la tasa de interés se desvía de su nivel neutral en la medida que la inflación proyectada a un horizonte dado (Set) se aleja del nivel meta (S). Adicionalmente, la tasa de política también depende de la holgura con que cuenta la economía ya sea medida por la brecha de producto (yt-y) respecto a su tendencial o medida por la diferencia entre la tasa de desempleo observada y su tasa natural. También se incorpora la posibilidad de que el Banco Central suavice la senda de la trayectoria de la tasa de política monetaria para no introducir más distorsiones al ciclo económico. Los parámetros que el Banco Central utiliza para tomar su decisión no fueron presentados por este, lo que permite deducir que estos cambian dependiendo de la coyuntura en que se encuentre la economía o se utilizan parámetros profundos que provienen de estimaciones de modelos de equilibrios general dinámicos. Oeconomia 93 El modelo según el Banco Central quedaría de la siguiente forma: ሺͳሻ݅௧ ൌ Oሺ݅௧ െ ͳሻ ሺͳ െ Oሻ݅ݔ௧ donde ሺʹሻ݅ݔ௧ ൌ S௧ ݎ JሾNሺS௧ െ Sሻ ሺͳ െ Nሻሺݕ௧ െ ݕሻሿ El parámetro (O) nos da que tanto el banco central suaviza la toma de su decisión con respecto a la tasa pasada y el parámetro (N) nos dice que tan importante es la brecha con respecto a la meta de inflación en la toma de su decisión relativo a la brecha del producto. En el largo plazo la (TPM) debe converger a su nivel neutral de (r) que la definen como la LIBOR real más un premio por riesgo. III. Datos La serie de la tasa de política monetaria está disponible desde el segundo trimestre del 1995. Cabe resaltar que en ese entonces el Banco Central de Chile empezó a utilizar como instrumento una tasa de política en unidades de fomento (tasa real). Para ese entonces las expectativas de los agentes en el mercado estaban muy atadas al pasado. Existía un alto nivel de inercia inflacionaria por el método de indexación existente. Al utilizar la tasa real como instrumento de política, el Banco Central estaba en cierto sentido también utilizando las expectativas adaptativas del mercado para tomar su decisión. No es hasta el segundo trimestre del 2001 que el Banco Central de Chile adopta el instrumento de política en base nominal. Los agentes económicos no incorporan inmediatamente estas señales al formar sus expectativas de inflación. En el año 2002 se empieza a utilizar una encuesta de expectativas de inflación. Por las razones descritas arriba tuvimos que nominalizar las tasas de política monetaria (TPM) desde el tercer trimestre del año 2001 hacia el segundo trimestre del año 1995 donde comienza la utilización de este instrumento como política. Para poder obtener una mejor proxy para la brecha del producto utilizamos la tasa de desempleo como medida de holgura aunque también incluimos la brecha del producto medida como una serie desestacionalizada del producto efectivo menos el producto que nos da el filtro Hodrick-Prescott de la misma serie. Para crear una serie más larga que la de las encuestas de expectativas de inflación procedimos a crear por diferencia ente la tasa nominal a un año de las captaciones bancarias y las medidas en UF en diferencia interanual para obtener un dato consistente. Cuando comparamos esta serie con la de expectativas de inflación medida por encuesta para los periodos coincidentes, no se aprecia ninguna diferencia. El trabajo del Banco Central también nos dice que podíamos utilizar esta medida como proxy de expectativas de inflación. Se tomó como medida de la meta de inflación la serie que nos entregó la coordinación del Programa Interamericano de Macroeconomía Aplicada. Banco Central de la República Dominicana 94 IV. Resultados Realizamos una regresión tal y como la propone el Banco Central. Pudimos probar que tanto para la brecha de producto medida como describimos anteriormente como para la tasa de desempleo el coeficiente es estadísticamente el mismo. Decidimos mantener la tasa de desempleo ya que es una variable observable y el modelo nos entrega un menor error estándar. Al incluir la brecha del producto el modelo también acepta como variable explicativa a la inflación pasada del trimestre anterior. Esto nos daría una representación del modelo con componentes forward y backwardlooking. Al final optamos por no utilizar esta representación por las razones descritas anteriormente. La representación final es la siguiente. Tabla 1. Resultados de las estimaciones Variable Dep: TPMN Coeficientes Error Estand. Variables C TPMN(-1) EXPINF LIBOR(-1) U R-Cuadrado R-Cuadrado Adj. S.E. de Reg. Sum. Cuad. Resid. Max. Verosimilitud Durbin-Watson 0.01 0.76 0.28 0.11 -0.17 0.99 0.99 0.00 0.00 213.34 1.47 0.01 0.03 0.03 0.05 0.04 Var. Media Dep. Desv. Est. Dep. Criterio Akaike Criterio Schwarz Estad. F Prob. (Estad. F) Estadístico t Probabilidad 2.72 25.60 9.51 2.24 -3.83 0.07 0.04 -8.33 -8.14 1733.55 0.00 0.01 0.00 0.00 0.03 0.00 Fuente: Elaboración propia. Figura 1. Valores ajustados y residuos de las regresiones .16 .12 .08 .008 .04 .004 .00 .000 -.004 -.008 96 97 98 00 01 02 03 04 05 06 07 Residual Fuente: Elaboración propia. Actual Fitted Oeconomia 95 V. Resultados de pruebas estadísticas Las pruebas estadísticas realizadas nos dicen que los errores son bien comportados, no están autocorrelacionados y son homocedásticos. Se procedió a realizar las pruebas de estabilidad de CUSUM y CUSUM2 al igual que las pruebas recursivas. Bajo ninguno de estos se pudo constatar inestabilidad de los parámetros. Incluyendo los periodos del primer semestre del año 1999, se aprecia que los parámetros no son estables, lo que nos demuestra que este periodo se comporta como un outlier en la serie. Los resultados de las pruebas se encuentran en los anexos. A continuación presentamos las figuras de los residuos y las pruebas de CUSUM y CUSUM2 de estabilidad. Figura 2. Contraste CUSUM y CUSUM2 20 1.6 1.2 10 0.8 0 0.4 -10 0.0 -20 -0.4 97 98 00 01 02 03 04 05 06 07 CUSUM of Squares 5%Significance 97 98 00 01 02 03 04 05 06 07 CUSUM 5%Significance Fuente: Elaboración propia. V. Proyección Se realizó una proyección haciendo supuestos razonables para las variables exógenas del modelo hasta el segundo trimestre del año 2010; dos años de proyección fuera de muestra. Se asumió que la inflación reduciría su aceleración para los dos últimos trimestres de este año y que por ende las expectativas también estarían más en línea con esta desaceleración. Se mantuvo la tasa LIBOR cerca de un 1% ya que no se esperan grandes cambios al alza en la LIBOR por expectativas de menor inflación y caída de demanda global. Se asumió que la tasa de desempleo que llegó en el mes de septiembre a 7.8% aumente por encima del 8% hasta finales del 2009 cuando se espera una recuperación en el economía la tasa de desempleo empieza a ceder hasta niveles actuales. Con estos supuestos y no tomando en cuenta los datos del tercer trimestre que nos arrojaría una TPM promedio de 7.6%, esperamos que la tasa se mantenga a niveles actuales y comience a caer a principios del año 2009 con un claro sesgo a la baja hasta el final del periodo de proyección. 96 Banco Central de la República Dominicana VI. Conclusiones En el presente estudio, se presentó el potencial de análisis que tiene en términos de la política monetaria realizar estimaciones de reglas de política. La estimación de la regla de política se realiza en función del régimen de política monetaria que haya elegido el Banco Central. En este caso una regla de Taylor es la que mejor describe el comportamiento del Banco Central de Chile. Referencias Barro, R.J. y Gordon, D.B. (1983). “A Positive Theory of Monetary Policy in a Natural Rate Model”. Journal of Political Economy, 91:4. pp. 589-610. Bernanke, B.S., Gertler, M. y Gilchrist, S. (1998). “The Financial Accelerator in a Quantitative Business Cycle Framework”. NBER Working Paper 6455. The Handbook of Macroeconomics. John Taylor and Michael Woodford, eds. Bernanke, B.S. y Mishkin, F. (1997). “Inflation Targeting: A New Framework for Monetary Policy?”. Journal of Economic Perspectives, 11:2. pp. 97-116. Calvo, G. (1983). “Staggered Prices in a Utility Maximizing Framework”. Journal of Monetary Economics, 12:3, pp. 383-98. Christiano, L.J., Eichenbaum, M. y Evans, C. (1998). “Monetary Policy Shocks: What Have We Learned and To What End?”. NBER Working Paper 6400. Clarida, R., Calf, J. y Gertler, M. (2000). “Monetary Policy Rules and Macroeconomic Stability: Evidence and Some Theory”. Quarterly Journal of Economics. Vol.115. No.1. pp. 147-180. Fischer, S. (1995). “Modern Approaches to Central Banking”. NBER Working Paper 5064. Friedman, M. y Schwartz, J.A. (1971). “A Monetary History of the United States, 1867 - 1960”. Princeton University Press. McCallum, B.T. y Nelson, E. (1997). “An Optimizing IS-LM Specification for Monetary Policy and Business Cycle Analysis”. NBER Working Paper 5875. Poole, W. (1970). “Optimal Choice of Monetary Policy Instruments in a Simple Stochastic Macro Model”. Quarterly Journal of Economics, 84. pp. 197- 216. Romer, C.D. y Romer, D.H. (1989). “Does Monetary Policy Matter? A New Test in the Spirit of Friedman and Schwartz”. NBER Macroeconomics Annual. Rudebusch, G.D. y Svensson, L. (1998). “Policy Rules for Inflation Targeting in Monetary Policy Rules”. John Taylor, ed. Sargent, T.J. y Wallace, N. (1975). “Rational Expectations, the Optimal Monetary Instrument and the Optimal Money Supply Rule”. Journal of Political Economy, 83. pp. 241-54. Oeconomia 97 Sims, C. (1994). “A Simple Model for the Determination of the Price Level and the Interaction of Monetary and Fiscal Policy”. Economic Theory, 4. pp. 381-99. Svensson, L.E. (1997). “Optimal Inflation Targets, Conservative Central Banks, and Linear Inflation Contracts”. American Economic Review. Taylor, J.B. (1999). “Monetary Policy Rules”. University of Chicago Press. Walsh, C. (1998). “Monetary Theory and Policy”. MIT Press. 99 Impacto Fiscal del DR-CAFTA en la República Dominicana Por: Raymer Díaz1 Año 2012, Vol. VI, No. 1 I. Introducción El DR-CAFTA (Dominican Republic-Central America Free Trade Agreement, en inglés) fue el primer acuerdo de libre comercio entre un grupo de países en vía de desarrollo con los Estados Unidos de América. Este acuerdo se firmó en Agosto de 2004, entró en vigencia en Marzo de 2006, y tuvo como primeros signatarios a EEUU, El Salvador, Guatemala, Honduras, y Nicaragua. La República Dominicana y Costa Rica se incorporaron posteriormente en el año 2007 y 2009, respectivamente, con la retroactiva aplicación de los calendarios de desmonte arancelarios acordados en el 2004. La firma del DR-CAFTA ha disminuido de manera significativa la participación del comercio exterior como fuente de ingreso del Estado dominicano, pasando de 29.1% en 1995 a 10.7% en 2007. Como resultado, se han realizado una serie de reformas al sistema impositivo dominicano para compensar por las pérdidas fiscales experimentadas por el acuerdo comercial. Existen algunos trabajos que han intentado cuantificar el impacto del DR-CAFTA en las recaudaciones fiscales de los países miembros. Por ejemplo, Paunovic (2004) estima las pérdidas fiscales totales, como porcentaje del PIB, en 0.3% para Costa Rica, 0.41% en Salvador, 0.46% en Guatemala, 0.47% en Nicaragua y 0.86% en Honduras.2 En el caso de República Dominicana, Rodríguez (2007) calcula el impacto fiscal del DR-CAFTA durante sus primeros 6 meses de implementación en US$38.4 millones (marzo-agosto 2007), equivalentes a 0.2% del PIB, mientras que Despradel (2008) estima dichas pérdidas en US$42.7 millones (0.1% del PIB) durante el primer año de implementación.3 Isa (2005) estima las pérdidas fiscales para República Dominicana durante el primer año del acuerdo en 0.5% del PIB, aproximadamente US$82 millones, y 1.39% del PIB, ó US$261 millones, en un periodo de 15 años. Sin embargo, Isa no considera las posibles ganancias impositivas que podrían generarse mediante la recaudación por ITBIS, impuesto que adquiere más peso en la medida en la que reducen los aranceles por medio del tratado. Esta investigación estima los efectos de las reducciones arancelarias acordadas en el DR-CAFTA en las recaudaciones fiscales dominicanas. Para estos fines utilizamos el modelo SMART de equilibrio 1 Este trabajo es un resumen de un estudio publicado bajo el mismo nombre, elaborado junto con Rafael Rivas y Amarilis Altagracia, ambos técnicos del Departamento Internacional del Banco Central de la República Dominicana, y bajo la supervisión de Harold Vásquez. Para preguntas y comentarios escribir a [email protected]. 2 Las pérdidas fiscales incluyen pérdidas por aranceles y las pérdidas por impuestos al consumo de productos derivados del comercio exterior. 3 Para el caso dominicano, las pérdidas fiscales incluyen las pérdidas arancelarias más las pérdidas por conceptos de ITBIS e Impuestos Selectivos al Consumo (ISC). 100 Banco Central de la República Dominicana parcial del Banco Mundial, el cual se centra en el cálculo de dos efectos derivados de la liberalización del comercio: el efecto creación de comercio y el efecto desviación de comercio.4 A diferencia de los trabajos realizados para el caso dominicano, la principal contribución de este estudio es que no solo cuantificamos las pérdidas arancelarias derivadas de la aplicación del DRCAFTA, sino que además proyectamos el efecto del acuerdo en la recaudación de ITBIS y estimamos las ganancias/pérdidas sociales asociadas a la reducción de impuestos. También, realizamos proyecciones bajo cinco escenarios distintos, como una forma de verificar la sensibilidad de nuestras estimaciones. Los resultados indican que las proyecciones de recaudación fiscal son altamente sensibles al valor de las elasticidades de demanda, exportación y sustitución asumidas en cualquiera de los escenarios. Bajo los parámetros establecidos en el modelo SMART las estimaciones resultan en un incremento neto en las recaudaciones de US$134 millones al final del periodo de desgravación, que representan el 0.24% del PIB de 2011. En cambio, los resultados promedio del resto de escenarios, de elasticidades menores a las del modelo SMART, reflejan una pérdida promedio en las recaudaciones de US$36.2 millones, que representan apenas el 0.06% del PIB de 2011. Las ganancias por concepto de ITBIS se derivan del impuesto aplicado al volumen de productos importados comercializados, los cuales se incrementan significativamente con el desmonte arancelario debido a los efectos de creación y desviación de comercio. También, el aumento del volumen de comercio genera un ligero incremento del bienestar del consumidor del orden de 0.3% del PIB, aproximadamente US$138 millones, en un escenario de altas elasticidades; en escenarios de baja elasticidad, esta ganancia social es apenas, en promedio, de US$15.3 millones. II. Estimación del modelo El modelo SMART, sustentado teóricamente por Laird y Yeats (1986), funciona bajo tres supuestos: perfecta elasticidad de la curva de oferta de los socios comerciales, competencia perfecta en los mercados internacionales—i.e., influencia nula de los países exportadores en los precios internacionales— y sustitución imperfecta en las importaciones de los países que reducirían sus aranceles. Estos tres supuestos sirven para dar valores numéricos a los parámetros o las elasticidades (elasticidad-exportación, elasticidad-demanda de las importaciones y elasticidad-sustitución de importaciones), que se utilizan para calcular los efectos de creación y desviación de comercio. La creación de comercio se refiere al efecto de una reducción de precio de las importaciones, vía una reducción arancelaria, sobre la demanda doméstica por importaciones. Por análisis de la teoría estándar de la demanda, la disminución en el precio de los bienes importados conlleva a una expansión del comercio. El cálculo de la creación de comercio se lleva a cabo mediante la siguiente ecuación: 4 Para referencias y otros trabajos que utilizan esta metodología, ver Lang (2006) y Othieno y Shinyekwa (2011). Oeconomia 101 ଵ ൫ͳ ݐ ൯ െ ൫ͳ ݐ ൯ ሺͳሻܶܥ ൌ ߟ ܯ ቆ ቇ ൫ͳ ݐ ൯ La ecuación anterior muestra que el efecto de creación de comercio (Trade Creation) se compone del aumento en la demanda por importaciones del bien i para el país j desde el país k (Mijk), ponderado por la elasticidad de demanda de las importaciones (ߟ ), como consecuencia de una reducción en la ଵ tasa arancelaria que se le aplica al bien i (ݐ ൏ ݐ ) que se transmite completamente a una reducción de precios. Por otra parte, el efecto de desviación de comercio (Trade Diversion) se refiere a la tendencia de los importadores de sustituir el origen de las importaciones desde un país hacia otro que haya sido favorecido por la reducción del arancel. Matemáticamente: ͳ ݐଵ் െ ͳሻߪ ͳ ݐ் ሺʹሻܶ ܦൌ ͳ ݐଵ் ்ܯ ܯோெ ்ܯ ሺ െ ͳሻߪ ͳ ݐ் La desviación de comercio depende del nivel de las importaciones de los socios comerciales del tratado de libre comercio (MTLC), del nivel de las importaciones provenientes del resto del mundo (MRDM), del cambio porcentual en el arancel que enfrentan los socios del TLC y de la elasticidad de sustitución de importación (ǔM). A diferencia del efecto de creación de comercio, el cual sólo puede expandir el comercio, el efecto de desviación de comercio puede tanto expandirlo como contraerlo globalmente. Esto es, si el socio comercial al que no se le aplica la reducción arancelaria es más eficiente que el socio comercial al que se le aplica, entonces el comercio global puede verse perjudicado. La diferencia entre la creación y desviación de comercio resulta en la creación neta de comercio. ்ܯ ܯோெ ሺ El modelo también permite estimar la ganancia de los consumidores, a través de la siguiente expresión: ሺ͵ሻ ܥܩൌ οܯோିி் כοͲ כ ݐǤͷ En este caso, la ganancia de los consumidores está determinada por elcambio en las importaciones dominicanas provenientes de la zona DR-CAFTA (¨MDR-CAFTA) y el cambio en el arancel de un año a otro (¨t). A su vez, la ganancia de los productores queda expresada mediante el siguiente término: ሺͶሻ ܲܩൌ οܯோିி் ݐ כଵ La ganancia social, estimada para esta investigación, queda reflejada como la suma entre la ganancia del consumidor y la ganancia del productor. Banco Central de la República Dominicana 102 III. Datos utilizados La base de datos utilizada para las proyecciones corresponde a los registros trimestrales de bienes importados de la Dirección General de Aduanas (DGA), la cual contiene información por línea arancelaria de las importaciones dominicanas. Para analizar cada producto de acuerdo a su calendario de desgravación, las importaciones se desagregaron a ocho dígitos del Sistema Armonizado. Esta información está disponible tanto en valores Libre a Bordo (FOB) como en valores que incluyen costos flete y seguro (CIF). Al igual que Isa (2005), excluimos las importaciones de petróleo y derivados. Tabla 1. Valor importaciones por país de origen País 2007 2008 2009 2010 2011 Costa Rica 138 186 153 178 196 El Salvador 59 60 65 76 60 EEUU 3,079 3,365 2,624 3,357 3,734 Guatemala 79 103 98 119 109 Honduras 11 13 16 24 27 Nicaragua 3 5 8 10 12 Puerto Rico 86 71 45 54 54 Total 3,454 3,803 3,010 3,818 4,192 Nota. Valor FOB en millones de US$. Fuente: Elaboración propia a partir de datos DGA. Respecto al valor de las importaciones desde países DR-CAFTA, éstas totalizaron cerca de US$4,200 millones en el año 2011, que representa un incremento de un 20% desde el primer año de vigencia del acuerdo en el 2007. Las importaciones dominicanas desde los países DR-CAFTA reflejan el ciclo económico de la economía internacional de los últimos años, registrando un moderado crecimiento en el bienio 2007 - 2008 (10.1%) y una caída significativa en el período 2008 - 2009 (-20.9%), seguido de una recuperación en lo adelante. La crisis económica afectó mayormente la demanda de productos provenientes desde EEUU, Puerto Rico y Costa Rica (ver Tabla 1). Tabla 2. Recaudación por tipo de impuesto Año Aranceles ISC ITBIS Total 2007 177 26 447 650 2008 162 22 435 619 2009 129 15 305 449 2010 246 32 809 1087 2011 97 19 472 588 Nota. ISC: Impuesto Selectivo al Consumo; ITBIS: Impuesto a la Transferencia de Bienes y Servicios. Valor CIF en millones de US$. Fuente: Elaboración propia a partir de datos DGA. Respecto a las recaudaciones fiscales, el peso del tipo de impuesto ha cambiado en la medida en la que avanza el calendario de desgravación. En 2007, las recaudaciones por aranceles representaron el 27.2% del total recaudado, y sin embargo para 2011 estas recaudaciones disminuyeron a un 16.4% del Oeconomia 103 total. En cambio, la participación del ITBIS en el total recaudado ha incrementado considerablemente, desde un 68.8% en 2007 a 80.3% en 2011 (ver Tabla 2). La Tabla 3 presenta las elasticidades usadas para calibrar el modelo de acuerdo a cada escenario. El primer escenario utiliza los parámetros del modelo SMART, basado en el trabajo de Laird y Yeats (1986). Los escenarios de Tokaric (2010) y Devarajan et al. (1999) usan elasticidades-demanda de importación y elasticidades de exportación diferentes a las del modelo SMART, pero se utiliza la misma elasticidad-sustitución de importaciones del modelo original. Tabla 3. Elasticidades usadas en las simulaciones por fuente Fuente Lj* ǘ** ǔ - 99 1.5 -1.6 1.7 1.5 - 5.3 0.4 Escenario 4 -1.6 99 1.5 Escenario 5 -1.9 99 1.5 Laird y Yeats (2010)*** Tokaric (2010) Devarajan et al. (1999) Nota: Lj: elasticidad-demanda de importaciones de países socios; ǘ: elasticidad exportaciones; ǔ: elasticidad sustitución. *: En caso de no indicarse un valor se utilizan las elasticidades-demanda a seis dígitos establecidas por el modelo SMART. **: Con excepción del valor 99 dado por el modelo SMART, las elasticidades exportación de países DR-CAFTA se obtuvieron en promedio, ponderando por las importaciones dominicanas recibidas de esos países. ***: Trabajo base para el modelo SMART. El escenario 4 corresponde a una combinación de elasticidades de los trabajos anteriores, donde se utiliza la elasticidad-demanda estimada en Tokaric (2010) y los supuestos de elasticidad de exportación y sustitución de Laird y Yeats (1986). El escenario 5 utiliza un parámetro de elasticidad de demanda de importaciones estimado por nosotros, a partir de los registros de importaciones del Departamento Internacional del Banco Central de la República Dominicana (BCRD). IV. Resultados Las recaudaciones arancelarias acumuladas en el periodo 2006 - 2025, en el escenario más optimista correspondiente a las elasticidades de Laird y Yeats (1986), ascienden a US$1,800 millones, que representa el 3.3% del PIB de 2011. En cambio, el escenario más pesimista (basado en las elasticidades de Tokaric (2010)), el total acumulado de recaudaciones arancelarias asciende a US$1.476 millones, ó 2.7% del PIB. Las estimaciones de recaudaciones fiscales por concepto de ITBIS muestran también cierta sensibilidad ante el cambio de parámetros de elasticidad. Bajo el escenario de Laird y Yeats (1986) se estima una recaudación de ITBIS a lo largo del periodo 2006 - 2025 de US$11,900 millones, equivalentes al 21.4% del PIB de 2011. Banco Central de la República Dominicana 104 Figura 1. Recaudaciones arancelarias acumuladas proyectadas, 2006 - 2025 Escerario 5 1,518 Escenario 4 1,507 Devarajan et al (1999) 1,506 Tokaric (2010) 1,476 Laird y Yeats (1986) 2,466 - 1,000 2,000 3,000 Millones de US$ Fuente: Elaboración propia a partir de datos DGA. En comparación, el resto de los escenarios resulta en recaudaciones promedio de US$10,200 millones, que representan el 18.3% del PIB del mismo periodo. Figura 2. Recaudaciones de ITBIS acumuladas proyectadas, 2006 - 2025 Escenario 5 10,198 Escenario 4 10,165 Devarajan et al (1999) 10,200 Tokaric (2010) 10,064 Laird y Yeats (1986) 11,902 9,000 10,000 11,000 12,000 13,000 Millones de US$ Fuente: Elaboración propia a partir de datos DGA. Las recaudaciones acumuladas de ITBIS que se generan por concepto de la creación neta de comercio, si se considera el escenario de Laird y Yeats (1986), son de US$181.2 millones al final del periodo de desmonte arancelario, que representan un 0.3% del PIB. Por otra parte, el resto de los escenarios presenta recaudaciones menos optimistas en este renglón; por ejemplo, con los parámetros del escenario 5 se estima una ganancia neta por creación de comercio de apenas US$15.2 millones. Por tanto, se concluye que para todos los escenarios, excepto el de Laird y Yeats, la creación de comercio que se genera con las reducciones arancelarias no produce los suficientes ingresos fiscales para compensar por la reducción de la base imponible. Figura 3. Recaudaciones de ITBIS mediante creación de comercio, 2006 - 2025 Escenario 5 Escenario 4 Devarajan et al (1999) Tokaric (2010) Laird y Yeats (1986) 15.2 12.0 14.3 2.5 181.2 0 50 100 Millones de US$ Fuente: Elaboración propia a partir de datos DGA. 150 200 Oeconomia 105 En términos de las ganancias sociales estimadas, el escenario establecido bajo los parámetros de Laird y Yeats resulta en unos US$138 millones para el final del periodo de desgravación comercial. Este resultado entra en contraste directo con el resto de parámetros. Las ganancias sociales más pesimistas se dan en el escenario de parámetros de Tokaric (2010), que apenas totalizan US$6 millones al final del periodo de desmonte. Figura 4. Ganancia social proyectada, 2006 - 2025 Escenario 5 Escenario 4 Devarajan et al (1999) Tokaric (2010) Laird y Yeats (1986) 23.0 18.0 14.0 6.0 138.0 0 50 100 Millones de US$ 150 Fuente: Elaboración propia a partir de datos DGA. Para fines de esta investigación también se estimó el cambio total en las recaudaciones, definido como la sumatoria de los cambios en las recaudaciones por arancel y los cambios en las recaudaciones por concepto de ITBIS en cada año. Las estimaciones mediante los parámetros de Tokaric (2010) Devarajan et al. (1999) y los escenarios 4 y 5 muestran una pérdida en las recaudaciones entre US$32.0 y US$44.6 millones, es decir, 0.1% del PIB. Esto indica que, bajo supuestos de baja elasticidad, el efecto neto de la reducción arancelaria en el marco DR-CAFTA es de una pérdida en los ingresos fiscales. Esta conclusión cambia drásticamente, no obstante, si se consideran los supuestos de Laird y Yeats (1986), ya que las ganancias en las recaudaciones se estiman en US$134 millones, o del 0.2% del PIB. Figura 5. Cambio total en recaudaciones, 2006 - 2025 Escenario 5 Escenario 4 Devarajan et al (1999) Tokaric (2010) Laird y Yeats (1986) -32.0 -35.2 -32.9 -44.6 134.0 -100 -50 0 50 Millones de US$ 100 150 Fuente: Elaboración propia a partir de datos DGA. V. Conclusiones Los cinco escenarios simulados resultan en pérdidas arancelarias totales, esto es, durante todo el periodo de desgravación, de US$195.1 millones; estas pérdidas equivalen a 0.35% del PIB 2011. Sin embargo, los escenarios presentan resultados contrastantes en las estimaciones de recaudaciones totales de ITBIS y de ganancia social. 106 Banco Central de la República Dominicana Cuando se asumen los parámetros del modelo SMART se presentan ganancias en la recaudación por ITBIS estimada de US$329 millones (0.59% del PIB de 2011). Por tanto, las ganancias fiscales netas suman unos US$134 millones, equivalentes éstos a 0.24% del PIB de 2011. Cuando a este resultado se suma la ganancia (excedente) del consumidor, la ganancia social estimada de US$138 millones, ó de 0.3% del PIB de 2011. Estos resultados implican que las recaudaciones fiscales incrementan a causa del nuevo comercio que se produce con la entrada en vigencia del tratado de libre comercio. Por otra parte, las proyecciones de recaudaciones fiscales y ganancia social son más reducidas en el resto de los escenarios, que consideran elasticidades más pequeñas a las del modelo SMART. Las ganancias sociales se estiman apenas entre US$6 y US$23 millones hacia el final de periodo de desgravación, mientras que las ganancias por recaudaciones de ITBIS se estiman en US$158.9 millones en promedio para los cuatro escenarios restantes, equivalente al 0.3% del PIB. En términos netos, el promedio de las pérdidas fiscales estimadas en los cuatro escenarios de baja elasticidad es de US$36.2 millones. Estos resultados indican que las estimaciones de recaudación fiscal y ganancia social son muy sensibles a las elasticidades y supuestos asumidos. Por tanto, se hace necesario escoger algún escenario que esté más cercano a la realidad dominicana. El uso de las elasticidades del modelo SMART puede ser problemático para la estimación de las recaudaciones fiscales. Esto es porque, empíricamente, las elasticidades de exportación entre países suelen no ser infinitas y mucho más pequeñas que lo estipulado por el modelo SMART. Debido al saldo deficitario de cuenta corriente que mantiene República Dominicana, se puede asumir que el país mantiene una baja elasticidad de importaciones. Además, dado el contexto internacional de reducción de las importaciones debido a la crisis financiera, no puede asumirse que el resto de países DR-CAFTA puedan exportar infinitamente hacia República Dominicana. Es por esto que lo más factible es asumir un escenario como el de Devarajan et al. (1999). Bajo este supuesto, se espera que el crecimiento en las recaudaciones por incremento de las importaciones desde países DR-CAFTA no compense por la reducción de los aranceles. Se estima que, en promedio, las pérdidas netas en las recaudaciones sean de US$32.9 millones. Sin embargo, al incluir las ganancias (excedentes) del consumidor que resultan de la disponibilidad de un mayor volumen de transacciones en el mercado, la ganancia social asciende a US$14 millones. Referencias Despradel, R. (2008). “Avances positivos del primer año de implementación del DR-Cafta”. Technical report, Agencia Internacional de Desarrollo de los Estados Unidos (USAID). Isa-Contreras, P. (2005). “El impacto fiscal del acuerdo de libre comercio con los Estados Unidos”. Texto de Discusión 3, Secretariado Técnico de la Presidencia, Unidad de Análisis Económico. Oeconomia 107 Laird, S. y Yeats, A. (1986). “The UNCTAD trade policy simulation model: A note on metodology, data, and uses”. UNCTAD Discussion Paper 19. Lang, R. (2006). “A partial equilibrium analysis of the impact of the ECOWAS-EU Economic Partnership Agreement”. ATPC #29, United Nations Economic Commission for Africa. Othieno, L. y Shinyekwa, I. (2011). “Trade, revenue and welfare effects of the east African community customs union principle of asymmetry on Uganda: An application of wits-smart simulation model”. Economic Policy Research Centre. Paunovic, I. (2004). “The united states-central american free trade agreement: Fiscal implications for the central american countries”. Technical report, United Nations Economic Commission for Latin America and the Caribbean (ECLAC). Rodríguez, B. (2007). “El impacto tributario del DR-CAFTA en su primer semestre de aplicación (marzo-agosto 2007)”. Texto Informativo 7, Dirección General de Política y Legislación Tributaria. Ministerio de Hacienda. Shantayanan Devarajan, D.S.G. y Li, H. (1999). “Quantifying the scale effects of trade reform”. World Bank Working Paper Series, WPS 2162. Tokaric, S. (2010). “A method for calculating export supply and income demand elasticities”. IMF Working Paper, WP/10/1080. 109 Elementos Principales para la Implementación de un Esquema de Metas de Inflación Por: Francisco A. Ramírez1 Año 2013, Vol. VII, No. 1 I. Introducción Desde el 1 de Enero del año 2012 la formulación e implementación de la política monetaria en la República Dominicana está basada en el régimen conocido como Metas de Inflación (MI). Al igual que en otros bancos centrales, la adopción de MI fue un proceso gradual de varios años durante el cual tanto el marco institucional como operativo sobre el cual se basa la política monetaria fue, en algunos aspectos, reenfocado en términos de un conjunto de prerrequisitos identificados como condiciones necesarias para su implementación. En ese sentido, el objetivo del presente artículo es enumerar y comentar la importancia de los elementos básicos del esquema de política monetaria conocido como Estrategia o Esquema de Metas de Inflación (EMI). En particular, se comenta acerca de las condiciones adicionales para su implementación en economías en vías de desarrollo, que adolecen de dos características particulares que las distinguen de las economías avanzadas: 1) mayor vulnerabilidad a shocks externos de oferta y 2) un desarrollo institucional comparativamente débil. La discusión que sigue se basa en los requerimientos mínimos enumerados por Mishkin (2004). Este autor resalta que el EMI se basa en los siguientes cuatro pilares: 1. Mandato explícito de que la estabilidad de precios es el objetivo primario del Banco Central (BC). El mismo es fortalecido con reglamentos de rendición de cuentas del desempeño en la consecución de dicho objetivo. 2. Objetivos cuantitativos explícitos de metas para la inflación. 3. Acciones de política basadas en un instrumental que tome en consideración las fuentes de presiones inflacionarias futuras, y basado en el uso de un amplio espectro de información. 4. Aumento progresivo de la comunicación de la estrategia de política monetaria y su implementación. El primer pilar al cual hace referencia Mishkin (2004) está relacionado con el marco legal-institucional sobre el alcance de la independencia y autonomía del ente que comanda la política monetaria, que usualmente es el BC. Asimismo, amplia sobre la importancia de la rendición de cuentas como mecanismo de legitimación de las acciones de política. Este aspecto es discutido en la sección II. 1 División de Investigación Económica. Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos. Se agradece la excelente asistencia de Juan Quiñones Wu. Para preguntas y comentarios escribir a [email protected]. 110 Banco Central de la República Dominicana Un segundo requerimiento para el funcionamiento del esquema de MI, analizado en la sección III, es el objetivo cuantitativo alrededor del cual se compromete el BC a diseñar e implementar las acciones de política monetaria a través de los instrumentos monetarios disponibles. La sección IV amplía sobre el tercer pilar en que se basa el esquema de MI: el instrumental analítico y la estructura lógica de manejo de la información sobre las principales variables macroeconómicas y su vínculo con la inflación. Por último, la sección V analiza el cuarto pilar mencionado por Mishkin, concerniente al rol de la comunicación por parte del BC de la racionalidad de sus acciones y su interpretación de los acontecimientos, así como los instrumentos disponibles para implementar esta comunicación. II. Primer Pilar: requerimientos legales e institucionales para la implementación de un esquema de metas de inflación (EMI) El marco institucional sobre el cual se implementa el EMI, se considera su punto de partida, pues en este descansa su funcionamiento pleno y efectivo. La estructura institucional del EMI consiste en tres aspectos críticos: i) la autonomía del BC o institución rectora de la política monetaria, ii) los mecanismos a través de los cuales se efectúe la rendición de cuentas y se revele el compromiso con la transparencia y iii) el diseño de los órganos de formulación y toma de decisiones para hacer efectiva la autonomía, rendición de cuentas y la transparencia. En lo relativo a la autonomía del BC, este es uno de los principales pilares para la implementación exitosa del EMI, pues su éxito como estrategia de política monetaria descansa en la credibilidad del mismo. La autonomía suele estar basada en un marco legal que hace explícito el rol del BC como una entidad de carácter público. En rigor, la autonomía del BC se enmarca en tres dimensiones (Heenan, et al. 2006). En primer lugar, la autonomía de objetivo, que consiste en el poder que tienen las autoridades para establecer cuáles son los objetivos que debe perseguir. Por lo general, en un EMI este tipo de autonomía es establecida por ley y suele ser la estabilidad de precios y en algunos casos se haga referencia a un nivel de crecimiento o empleo consistente con dicho objetivo de inflación. En segundo lugar, la autonomía respecto a la meta (target autonomy). Está vinculada a la autoridad del BC para fijar la meta de inflación que desee alcanzar y que dicha decisión no sea influenciada por agentes externos como el gobierno de turno. Suele estar supeditada a “cláusulas de excepciones” donde el gobierno puede cambiar la meta. Cuando esto ocurra debe hacerse público para no alterar la percepción del público y los agentes financieros sobre la potestad única del BC de establecer la meta. Oeconomia 111 Un último tipo de autonomía es la operacional. Esta resulta ser tan importante como las anteriores, pues la credibilidad sobre el BC tiende a aumentar en la medida que el mismo tenga más autonomía para poder utilizar sus instrumentos de política, en fin, para implementar la política monetaria. En rigor, la autonomía operacional requiere ausencia, o al menos limitación, de dominancia fiscal, baja influencia del gobierno sobre las decisiones del BC en torno a donde fijar sus instrumentos, así ausencia de poder coercitivo por parte del gobierno sobre el proceso de toma de decisiones. Desde el punto de vista práctico, si bien la existencia de leyes donde figure la autonomía del BC y la operacional son una condición necesaria, no es suficiente, pues debe existir por parte del público y la clase política un compromiso de apoyo a la estabilidad de precios (Mishkin, 2004). El segundo aspecto institucional mencionado, es el relativo a los mecanismos de rendición de cuentas y de transparencia. Estos son de importancia vital para la creación de credibilidad y por lo tanto efectividad de un BC, así como para el fortalecimiento de la autonomía de este. Existen distintos métodos de rendición de cuentas, donde los más populares están asociados a la publicación de las estrategias y los resultados de la implementación de la política monetaria, tales como reportes de inflación y de política monetaria, informes especiales acerca de algún evento importante que hizo que no se cumpliera la meta, la publicación de minutas, visitas y rendición de cuentas a miembros del poder legislativo de la nación, monitoreo por parte de una junta supervisora y separación del cargo en caso de un desempeño inadecuado. Por último, están los aspectos relacionados con el diseño de los cuerpos de toma de decisiones. La constitución de los organismos de toma de decisiones, debe tomar en consideración los órganos de formulación e implementación de las decisiones de política monetaria y los de la supervisión o evaluación de estas. Este punto, plantea un potencial conflicto de interés si ambos aspectos se concentran en un mismo órgano. Las soluciones a esta problemática han sido varias, siendo la más común el establecimiento de un comité de política monetaria quien lleva las decisiones a una junta donde parte de sus miembros están separados de la implementación de la política. Asimismo, el diseño del organismo de toma de decisiones incluye el establecimiento de los comités de política monetaria relacionados con su formulación e implementación. Sobre cuál sería un comité apropiado, no existe receta específica. No obstante, en la literatura es recurrente que los miembros sean altamente cualificados en temas de política monetaria, que no estén bajo presiones política y que además exista diversidad de puntos de vista (Heenan, et al., 2006). Por último, la modalidad de la forma de decisiones puede establecerse al menos en dos formatos, por un lado una decisión consensuada o por otro, solo por la autoridad principal. De igual manera la frecuencia en que se toman las decisiones, en países EMI suele ser no más de 1 vez al mes. 112 Banco Central de la República Dominicana III. Segundo Pilar: objetivos cuantitativos explícitos Este segundo elemento de un esquema de metas de inflación, consiste en proveer la meta cuantitativa que debe fijar el Banco Central y sirve como punto de referencia en la evaluación de su desempeño de estabilidad de precios. De acuerdo a (Heenan, et al. 2006), una meta cuantitativa tiene que satisfacer tres condiciones: i) servir de ancla para las expectativas de inflación, ii) proveer una referencia para la rendición de cuentas y iii) ser consistente con los objetivos del banco central. En la selección del objetivo numérico se deben considerar aspectos como el índice de precios que se utilizará para medir la inflación y que la autoridad comunicará al público, el nivel de inflación objetivo, así como, la decisión de si el objetivo debe ser establecido en base a un punto o una banda (rango) y por último, si se admitirán cláusulas de escape que deben ser incluidas. En relación al índice de precios ideal en el cual basar el cómputo de la inflación de referencia, la evidencia muestra que el IPC es el candidato preferido por todos los países con MI. Asimismo, aunque en la discusión interna y la comunicación del desempeño de la política monetaria se utilice una medida de inflación subyacente, los BC se comprometen a estabilizar la inflación total. La razón de esto es que es más fácil de entender por parte del público y no hay medidas perfectas de inflación subyacente. La medida de inflación suele establecerse como una de cambio anual del índice de precios, pues refleja menos volatilidad que las tasas mensuales o trimestrales anualizadas debido a que dan la apariencia que el BC no atina a la meta la mayoría de las veces. No obstante, estos últimos indicadores de inflación son utilizados en los análisis de la inflación llevados a cabo dentro del BC pues contienen más información sobre la dinámica de esta variable. El segundo aspecto crítico en la elección del objetivo, es el nivel de inflación a establecer como meta. La evidencia sugiere que los bancos centrales de economías avanzadas tienen metas de inflación más homogéneas entre sí, que oscilan entre un 2 y un 3 por ciento, mientras que en economías emergentes este patrón es más disperso (entre 2 y 8), esto debido principalmente a que algunos de los países emergentes que implementan EMI no han completado su proceso de desinflación o debido a la presencia de un alto componente de traspaso de las variaciones del tipo de cambio (Mishkin, 2004). A pesar de que el establecimiento de la meta de inflación es un problema económico, no existe consenso sobre cuál debe ser ésta y que puede variar de país en país. En lo que si se está de acuerdo es que una meta de cero por ciento, puede llevar a la percepción de una política monetaria muy restrictiva y aumenta los temores de una deflación, lo que minaría el apoyo político al esquema. Por otra parte, un nivel muy alto tendría consecuencias sobre la credibilidad del público en el compromiso del BC con la inflación, así como los efectos nocivos que tiene la inflación alta sobre el crecimiento económico en el largo plazo. Entonces, el nivel de inflación meta adecuado, suele ser uno Oeconomia 113 similar al existente a los países desarrollados ya al final del proceso de desinflación que está acorde con banco centrales asociados a las mejores prácticas en términos de política monetaria. En general, cuando un país decide implementar el esquema de metas de inflación, su primer paso es establecer una trayectoria o banda por donde la inflación debería converger hacia la meta que desea el BC. Sin embargo, sobre este proceso de desinflación, hay opiniones diversas sobre cuál debería ser el ritmo que debe llevar. Una trayectoria muy ambiciosa puede afectar el crecimiento del producto de manera sensible y disminuir en consecuencia el apoyo político al esquema. Pero por otro lado, un proceso laxo o muy gradual, enviaría el mensaje que el gobierno carece de compromiso con un nivel de inflación bajo. Un mecanismo más formal para elegir una senda de desinflación, es calcular el ratio de sacrificio, para medir los costos de la desinflación. Otro problema relacionado, es si elegir una meta puntual o una banda sobre la cual se desee gravite la inflación. La mayoría de los países con EMI tienen bandas y un punto medio como objetivos de inflación. Existen varias razones por las cuales elegir una banda: i) una banda es más realista respecto al objetivo que el BC se comprometa a alcanzar (es casi imposible, predecir puntualmente la inflación), ii) con una meta puntual, el BC tiene que ser más activista para estabilizar la inflación para conservar su credibilidad, lo cual no es tan estricto con una banda, iii) una banda le da más espacio al BC para suavizar los ciclos del producto y iv) los índices de precios suelen contener errores de medición y por lo tanto el uso de una banda en lugar que un objetivo puntual de inflación ayuda a asimilar los movimientos en la inflación ocasionados por estos errores de medición. No obstante lo anterior, una banda es menos efectiva que un objetivo puntual en términos de anclar las expectativas de inflación. Para subsanar esto, los BC han incorporado el punto medio de los extremos de las bandas entre la información que provee al público sobre el cual se comprometen a estabilidad la inflación. La amplitud de la banda también es un tema que genera mucha discusión. Nuevamente, bandas más anchas pueden dar la impresión de que el BC no está tan comprometido con la estabilización de la inflación o tiene otros objetivos ocultos que desea alcanzar, como expandir la demanda agregada. El horizonte sobre el cual se defina la meta de la inflación es de vital importancia. Aunque se refiera “al horizonte”, en rigor existen tres horizontes temporales que son relevantes en un esquema de metas de inflación. Primero, aquel horizonte en el cual el banco central establece metas de inflación. Segundo, el horizonte de pronóstico. Tercero el horizonte de política, que es aquel plazo que el banco central considera que su accionar despliega todo su efecto sobre la inflación. Por último, la vulnerabilidad de las economías ante perturbaciones externas de magnitud inusual, así como en situaciones de desastres naturales, han hecho necesario la incorporación de las llamadas “cláusulas de escape”. Estas consisten en establecer las condiciones bajo las cuales el BC deja que la inflación se aleje temporalmente de su objetivo por la presencia de un evento excepcional. En ese caso, 114 Banco Central de la República Dominicana las cláusulas de escape son utilizadas y se le comunica al público las razones por las cuales se acudió a la cláusula y la razón porque la inflación se desvió de la meta transitoriamente o por qué el BC se ve obligado a cambiar la meta de inflación por un numero de periodos determinados (Fraga, et al., 2003). IV. Tercer Pilar: instrumental analítico y análisis de la información disponible Otro de los pilares que constituyen los fundamentos de un esquema de MI, es la existencia de un instrumental analítico orientado al análisis de toda la información futura que contribuya a la toma de decisiones en materia de política monetaria. El instrumental analítico está configurado de tal manera que toma consideración de todas las posibles fuentes de inflación tanto presentes y, principalmente, futuras. Usualmente está basado en algún tipo de sistema de pronóstico de la inflación que incorpora información estadística de las variables asociadas a las fuentes de presiones inflacionarias futuras, así como información de los mecanismos de transmisión de los principales shocks que afectan a la economía y de los efectos de la política monetaria. La estructura del sistema de pronóstico consiste en baterías de modelos macroeconométricos de serie de tiempo y estructurales, indicadores líderes y encuestas de opinión de expertos y sectoriales. Puesto que en un esquema de MI la política monetaria tiene carácter prospectivo, la organización e interpretación de la información disponible se efectúa respondiendo a las preguntas sobre dónde se ubicará la inflación en el horizonte de política, cuáles son los riesgos a administrar y cuáles son las alternativas disponibles en términos de la posición a la cual debe orientarse la política monetaria. Es importante señalar que la disponibilidad de un instrumental analítico no reemplaza a lo que se denomina “juicio de experto” sino, por el contrario, debe ser interpretado como una herramienta para ordenar la discusión e interpretar la evidencia disponible. V. Cuarto Pilar: comunicación de la política monetaria Este es el último elemento que se discute en la presente investigación, pero posiblemente uno de los más importantes. Esto, en el sentido de que los BC con metas de inflación ponen mucho más esfuerzo en explicar la conducta de la política monetaria, así como a ser más abiertos sobre la operativa del BC y la investigación, que otros BC con regímenes diferentes. La conducta de la política monetaria es explicada a través de una estrategia de comunicación basada en la publicación de una serie de comunicados o informes de manera periódica y candelarizada. Así, el BC suele comunicar las decisiones de política a las que se arriban en las reuniones del comité de política monetaria mediante un documento muy breve que se suele denominar minuta o comunicado de política. Oeconomia 115 Al respecto, la periodicidad de la publicación depende de la frecuencia con que se reúne el comité en el año; de igual manera el rezago temporal entre la reunión y la publicación del comunicado varía entre bancos centrales con metas de inflación. Otra característica es la cantidad de información que se decida proveer al público, en términos de la discusión y los votos a favor o contra de la decisión de política en los casos que la decisiones se tome de manera colegiada. Del conjunto de documentos para comunicar la política monetaria, el más importante es el informe de política monetaria o informe de inflación. En el mismo, se resumen tres tópicos que ayudan a fundamentar el comportamiento de la política monetaria: i) el contexto en el cual se desempeña la política monetaria, tanto a nivel doméstico como externo, que se apoya en el análisis de coyuntura, informaciones de agencias externas al BC, así como de noticias recientes que ofrezcan información útil. ii) las proyecciones de inflación y los supuestos de comportamiento de las variables macroeconómicas que sustentan dicha proyección y ii) el balance de alternativos probables para algunas de las variables macroeconómicas e institucionales que se espera evolucionen de una manera diferente a la esperada alterar el comportamiento de la inflación en el horizonte de política de interés. El balance de riesgos es construido a partir de escenarios alternativos probables para algunas de las variables macroeconómicas e institucionales que se espera evolucionen de una manera diferente a la esperada riesgos que visualizan las autoridades que podrían alterar el comportamiento de la inflación en el horizonte de política de interés. Además de los mecanismos de comunicación mencionados, otros que suelen emplear los BC para comunicar la política monetaria, son las presentaciones públicas, rendición de cuentas al congreso y conferencias a agentes económicos acerca de la visión del BC de cómo debe evolucionar la política monetaria. VI. Conclusiones La implementación del esquema de metas de inflación requiere el diseño de un conjunto de normativas que se resumen en una mayor autonomía legal y operativa de la entidad responsable de implementar la política monetaria. Adicional al componente legislativo de la autonomía, la existencia de un compromiso político en la sociedad sobre la importancia de la estabilidad de precios y la independencia de criterio de los hacedores de política monetaria, es una condición obligada para el existo de un EMI. Esto es importante principalmente en economías emergentes. Otra lección importante, es el diseño de mecanismos de incentivos que separen la implementación y la evaluación de la política monetaria. Esto se ha logrado a través de comités de política monetaria que rinden cuenta a miembros de una junta no involucrados directamente en el diseño de las decisiones de política. 116 Banco Central de la República Dominicana Establecer la meta numérica requiere un conocimiento profundo del funcionamiento de la economía donde se pretenda implementar el esquema. Además requiere consenso sobre el proceso de desinflación que se desee inducir para que la inflación converja a la meta deseada en el mediano plazo. Esto requiere definir la velocidad del proceso y estar consciente de los costos asociados al mismo. Por último, la estrategia de comunicación debe basarse en publicaciones orientadas al público, con el objetivo de convencerlos del compromiso del BC con la meta de inflación y en caso de que se desvíe de la misma por un periodo relativamente considerable explicar detalladamente las razones de este comportamiento de la política monetaria. Dado lo anterior, se puede deducir que aparenta ser que en los países en vías de desarrollo, donde las instituciones son más débiles, en el sentido de ser susceptibles a ser influenciadas en sus decisiones, y que son más vulnerables a shocks externos, la implementación del EMI es más compleja que en el caso de las economías avanzadas que en parte no adolecen estos fenómenos. No obstante, la experiencia de economías emergentes como Brasil, Chile y Perú han desafiado esta percepción, y que el esquema de metas de inflación ha reducido la inflación de estos países a niveles de los países desarrollados, pero manteniendo tasas de crecimiento del producto relativamente altas. Referencias Fraga, A., Goldfajn, I. y Minella, A. (2003). “Inflation Targeting in Emerging Market Economies”. NBER Macro Annual. Heenan, G., Peter, M. y Roger, S. (2006). “Implementing Inflation Targeting: Institutional Arrangements, Target Design, and Communications”. IMF Working Paper, WP/06/278. Mishkin, F.S. (2004). “Can Inflation Targeting Work in Emerging Market Countries?”. NBER Working Paper 10646 117 Indicador de Impulso Fiscal para la República Dominicana (1997 - 2011) Por: Gladys Jiménez y Lisette Santana1 Año 2013, Vol. VII, No. 1 I. Introducción Un análisis completo en materia de política fiscal implica no sólo el conocimiento del resultado presupuestario y del comportamiento de las partidas de los ingresos y gastos, sino que es necesario verificar el impacto contemporáneo de las medidas fiscales, cuantificando el efecto neto de corto plazo de las mismas. En este sentido, la construcción de un indicador que permita determinar la orientación de la política fiscal para un período determinado, aislando desequilibrios anteriores en el presupuesto público, resulta de gran utilidad. Así, el objetivo de este artículo es la construcción de un Indicador de Impulso Fiscal, utilizando la metodología propuesta por el Fondo Monetario Internacional, a fin de analizar tanto la postura fiscal (neutral, expansiva o contractiva) como para discutir la orientación de la política económica en los años posteriores. La estructura de este artículo es la siguiente: en la sección II se explica de manera detallada la metodología empleada para construir el indicador; en la sección III se hace un análisis de la orientación y la prociclicidad de la política fiscal para el período 1997 - 2011 y, finalmente, se presentan las conclusiones de este trabajo. II. Metodología para la construcción del indicador de impulso fiscal El Indicador de Impulso Fiscal (IIF) es una herramienta de análisis que permite evaluar la orientación interanual de la política fiscal. Para este fin mide los estímulos generados en el corto plazo por las medidas fiscales adoptadas. Sus valores resumen el efecto agregado de dichas medidas y sirve de base para discusiones de política y comparaciones internacionales. Schinazi y Lutz (1991) señalan que este indicador no debe ser confundido con los multiplicadores fiscales, ya que, mientras los multiplicadores cuantifican el impacto de cambios en la política fiscal sobre la actividad económica, el IIF simplemente permite evaluar la efectividad de las políticas implementadas en el resultado presupuestario del Gobierno. 1 Subdirección de Asuntos Fiscales y subdirección de Investigación Económica, respectivamente. Para preguntas y comentarios escribir a [email protected] y [email protected]. 118 Banco Central de la República Dominicana El IIF evalúa el sesgo de la política fiscal mediante las variables del gasto, ingreso, resultado presupuestario y su vínculo con el producto, con el objetivo de determinar si ese sesgo es expansivo, neutral o contractivo con relación a la postura de un período anterior. Para los fines de este artículo, se utilizó la metodología propuesta por el Fondo Monetario Internacional, según la cual es necesario aislar el componente cíclico del presupuesto, de modo que pueda observarse el impacto de las decisiones discrecionales por parte de las autoridades fiscales (véase, por ejemplo, Schinazi, 1986). Los cálculos se enfocan en el balance primario, ya que los cambios en las tasas de interés están fuera del control de las autoridades fiscales. El proceso requiere, en primer lugar, la estimación del fiscal stance ó postura fiscal (PF). Este indicador aísla el efecto cíclico del presupuesto calculando la diferencia entre el déficit fiscal vigente respecto al déficit que se estima se observaría en una situación económica de equilibrio. Dicho equilibrio se supone para un año base en el cual la brecha de la actividad económica como % del PIB se aproxime a cero. La fórmula de postura fiscal es:2 ሺͳሻ ܲܨ௧ Τܲܤܫ௧ ൌ ሺܲ ܩ ܲܫሻ௧ Τܲܤܫ௧ ሺʹሻܲܩ௧ ൌ ܴܩ௧ െ ሺߛ ܤܫܲ כሺ௧ሻ ሻ ሺ͵ሻܲܫ௧ ൌ ൫߬ ܤܫܲ כሺ௧ሻ ൯ െ ܴܫ௧ ሺͶሻܨܫ௧ ൌ οሺܲܨ௧ Τܲܤܫ௧ ሻ ሺͷሻܩܫ௧ ൌ οሺܲܩ௧ Τܲܤܫ௧ ሻ ሺሻܫܫ௧ ൌ οሺܲܫ௧ Τܲܤܫ௧ ሻ , donde: PF=Postura Fiscal; PG=Postura Gastos; PI=Postura Ingresos; GR=Gastos Reales; IR=Ingresos Reales; IF=Impulso Fiscal; IG=Impulso Gastos; II=Impulso Ingresos. ߛ ǡ ߬ = Participación de los Gastos Reales y de los Ingresos Reales de un período de referencia como % del PIB de ese mismo período. El número obtenido se interpreta de la manera siguiente: 2 Los indicadores “Postura Ingresos” y “Postura Gastos” se refieren al componente cíclico de los ingresos y de los gastos, respectivamente. Oeconomia 119 IIF > 0 o Postura Fiscal Expansiva; IIF < 0 o Postura Fiscal Contractiva; IIF = 0 o Postura Fiscal Neutral III. Análisis del indicador de impulso fiscal para la República Dominicana En esta sección se evalúa el carácter de la política fiscal en la República Dominicana para el periodo 1997 - 2011. El análisis se realiza con periodicidad trimestral, y nos indicará los años en los cuales prevalece el carácter expansivo, contractivo o neutro de la política fiscal. Para la elaboración del IIF se tomó como referencia el año 2000, ya que en ese año la diferencia entre el PIB potencial y el efectivo fue cercana a cero. Las variables utilizadas para la construcción del indicador fueron los Ingresos Tributarios y no Tributarios del Gobierno Central, el Gasto Primario del Gobierno Central, el Producto Interno Bruto (metodología 1991) y una estimación del Producto Potencial.3 Los valores de las series fueron expresados en términos reales utilizando el deflactor implícito del PIB. La Figura 1 muestra los valores del IIF que se obtuvieron para República Dominicana: Figura 1. Indicador de impulso fiscal para la República Dominicana, 1997 - 2011 15.0 10.0 5.0 0.0 -5.0 -10.0 2011Q2 2010Q3 2009Q4 2009Q1 2008Q2 2007Q3 2006Q4 2006Q1 2005Q2 2004Q3 2003Q4 2003Q1 2002Q2 2001Q3 2000Q4 2000Q1 1999Q2 1998Q3 1997Q4 1997Q1 -15.0 Fuente: Elaboración propia. En los años 1997 y 1998 la orientación de la política fiscal fue expansiva, pese a que para estos años se producen mejoras en la administración tributaria a fin de agilizar el cobro de impuestos. No obstante, el efecto de dichas mejoras sobre los ingresos tributarios no logró contrarrestar la expansión del gasto durante ese período. En los años 1999 - 2001 la política fiscal fue expansiva, caracterizándose por el fuerte dinamismo de la inversión pública en los años 1999 y 2000 en el proceso de reconstrucción en el país, tras el paso del huracán George, a finales de 1998. En el año 2001, el signo del indicador se explica por el incremento 3 Datos suministrados por la División de Investigación Económica. Banco Central de la República Dominicana 120 del gasto de capital, financiado principalmente con recursos externos (préstamos y bonos soberanos por US$500 millones). Es importante destacar que durante los años 2000 y 2001, se implementaron importantes medidas fiscales tendentes a incrementar los ingresos del Gobierno. Entre estas disposiciones podemos mencionar: creación de un impuesto al consumo de combustibles, fósiles y derivados del petróleo; incremento en el impuesto sobre la renta y aumento de la tasa del ITBIS de 8% a 12%. El impulso expansivo registrado en el gasto para los años 1999 - 2001 fue mayor que el impulso restrictivo de los ingresos. Figura 2. Indicador de impulso de ingresos del Gobierno Central, 1997 - 2011 4.0 3.0 2.0 1.0 0.0 -1.0 -2.0 -3.0 2011Q2 2010Q3 2009Q4 2009Q1 2008Q2 2007Q3 2006Q4 2006Q1 2005Q2 2004Q3 2003Q4 2003Q1 2002Q2 2001Q3 2000Q4 2000Q1 1999Q2 1998Q3 1997Q4 1997Q1 -4.0 Fuente: Elaboración propia. Figura 3. Indicador de impulso del gasto del Gobierno Central, 1997 - 2011 15.0 10.0 5.0 0.0 -5.0 -10.0 2011Q2 2010Q3 2009Q4 2009Q1 2008Q2 2007Q3 2006Q4 2006Q1 2005Q2 2004Q3 2003Q4 2003Q1 2002Q2 2001Q3 2000Q4 2000Q1 1999Q2 1998Q3 1997Q4 1997Q1 -15.0 Fuente: Elaboración propia. El sesgo expansivo de la política fiscal para el año 2003 manifiesta los estragos en las cuentas fiscales ocasionados por la crisis económica. El IIF en los años subsiguientes, 2004 y 2005, fue contractivo. En el año 2004, esta orientación obedece, en gran medida, a la implementación de nuevas fuentes impositivas y a la modificación de leyes tributarias, con el propósito de reducir el déficit fiscal, como parte del compromiso para restablecer el Acuerdo Stand-By con el FMI. En el 2005, el IIF refleja los efectos de modificaciones en las leyes impositivas, así como también mejoras y modernización de la normativa tributaria. Oeconomia 121 Para el año 2006 se observa una postura fiscal expansiva debido a factores tales como: el incremento en las transferencias otorgadas al sector eléctrico, así como también en los subsidios al GLP, a fin de atenuar los efectos de las alzas contínuas en los precios del petróleo. Del mismo modo, es importante señalar que las modificaciones tributarias realizadas durante ese año, con la finalidad de incrementar las recaudaciones, no surtieron los efectos deseados. En el año 2007 hubo una modificación en la orientación de la política fiscal con respecto al 2006. Esto obedeció a cambios en las figuras impositivas, así como también a la adopción de medidas encauzadas a lograr una mejora en la administración tributaria. Para ese año el resultado fiscal fue superavitario, pese al incremento del gasto público para atenuar los efectos de las tormentas Olga y Noel. La orientación expansiva registrada en el año 2008 refleja el incremento del gasto público, a raíz de medidas tales como: x x x Aumento en los subsidios al sector eléctrico y al GLP como consecuencia del alza en los precios de los combustibles en los mercados internacionales. Agilización del ritmo de gastos para amortiguar los efectos negativos de los cuatro fenómenos atmosféricos que nos afectaron durante el 2008. Implementación de subvenciones a los alimentos de la canasta básica (arroz, leche, pollo, habichuelas) para atenuar el efecto del incremento en los precios internos de estos productos. En el año 2009, la política fiscal muestra un sesgo restrictivo puesto que, durante los primeros nueve meses de ese año, el gasto estuvo limitado por el difícil acceso al crédito como consecuencia de la crisis financiera internacional. Esta situación fue distinta en el último trimestre del año, ya que se verificó una dinamización del gasto, como resultado de la entrada de recursos externos, con la puesta en marcha del nuevo Acuerdo Stand By. No obstante, el comportamiento expansivo de la política fiscal, durante el último trimestre, no logró contrarrestar la orientación restrictiva que caracterizó el período enero-septiembre 2009. Esta tendencia restrictiva se mantiene para el año 2010, reflejando importantes disminuciones del gasto, principalmente para el segundo trimestre de dicho año. Por otra parte, para el año 2011, pese a que la postura fiscal fue en promedio neutral, el desempeño de las cuentas fiscales para dicho año se vio afectado por el aumento en los precios del petróleo, lo que a su vez produjo un incremento significativo en las transferencias al sector eléctrico. No obstante, el efecto de este choque fue atenuado por un recorte en el gasto primario no social en un 12%, lo que permitiría hacer espacio a las crecientes necesidades de transferencias del sector eléctrico las cuales pasaron de US$350 millones en el presupuesto original a un monto de US$690 millones tras la sexta revisión del Acuerdo Stand By con el Fondo Monetario Internacional. Resulta interesante relacionar la postura fiscal con el ciclo económico, a fin de determinar los períodos en los cuales la política fiscal fue procíclica o contracíclica. Una postura fiscal procíclica exacerba los Banco Central de la República Dominicana 122 choques exógenos en la economía, mientras que una política contracíclica funge como amortiguador de dichos choques, disminuyendo de esta forma la volatilidad de los ciclos económicos. En el período 1997 - 2011, con periodicidad anual, se identifican siete episodios en los que la política fiscal registró parámetros procíclicos, de los cuales cuatro fueron en años electorales. Al observar los datos a nivel trimestral, se constata que los períodos en los cuales la política fiscal exhibe un comportamiento procíclico son superiores a los casos en los cuales el comportamiento fue anticíclico. Asimismo, es importante notar que esta tendencia se acentúa en el caso de los gastos, siendo el coeficiente de correlación entre la brecha del producto y los gastos fiscales superior que en el caso de los ingresos. Figura 4. Relación entre la brecha del producto y el indicador de impulso fiscal, 1997 - 2011 2.50 2.00 2005 1.00 Postura Fiscal 2001 1997 2003 1.50 2007 2008 0.50 2009 0.00 -0.50 2010 2011 2004 1998 -1.00 2002 1999 -1.50 2000 2006 -2.00 -2.50 -6 -4 -2 0 2 4 Brecha del Producto Fuente: Elaboración propia. En este sentido, se plantea la necesidad de establecer reglas que regulen el comportamiento de las cuentas fiscales, a fin de lograr movimientos contracíclicos que permitan atenuar los efectos de choques exógenos sobre las mismas. VI. Conclusiones La orientación de la política fiscal en el período 1997 - 2011, se puede segmentar en tres grupos: expansiva, contractiva y neutral, mostrándose en la mayoría de estos años episodios de carácter expansivo, lo que se atribuye fundamentalmente a la dinámica del gasto primario. Se constata que los años en los cuales la orientación fiscal fue restrictiva, dicho sesgo se atribuye a modificaciones en la estructura impositiva, así como también a la adopción de medidas tendentes a eficientizar las recaudaciones tributarias. Un elemento que llama la atención y que merece la pena analizar es la relación existente entre el ciclo económico y la postura fiscal; en otras palabras, la prociclicidad o contraciclicidad de la política fiscal. En este sentido, los resultados indican que durante el período considerado se verificaron (anualmente) siete episodios de prociclicidad, principalmente en años electorales. Oeconomia 123 Este comportamiento sugiere la necesidad de adoptar reglas orientadas a lograr movimientos contracíclicos de la política fiscal, de manera que se puedan amortiguar los efectos de choques exógenos sobre las cuentas fiscales. Referencias Begilagua, A. y Werneck, R. (1997). “Fiscal Impulse in the Brazilian Economy”. Working Paper, Pontificia Universidad Católica de Río de Janeiro. Banco Central de Chile. (2000). “Indicador de Impulso Fiscal”. Informe de Política Monetaria. Schinazi, G. (1986). “International Comparissons of Fiscal Policy: The OECD and the IMF measures of fiscal impulse”. Working Paper, Fondo Monetario Internacional. Schinasi, G. y Lutz, M. (1991). “Fiscal Impulse”. Working Paper, Fondo Monetario Internacional. Tello, J. (2002). “Elaboración de un Indicador de Impulso Fiscal”. Proyectos Breves-Centro de Investigación Económica y Social (CIES). 125 Efectos de la Política Fiscal en el Producto: Un análisis SVAR para la Economía Dominicana Por: Fidel E. Morla Martínez1 Año 2013, Vol. VII, No. 3 I. Introducción y visión general La política fiscal desempeña un papel importante en cualquier economía. Su conducción a través del establecimiento de impuestos y de la ejecución del gasto, afecta variables macroeconómicas (el producto, el consumo y la inversión) y microeconómicas (decisiones de los agentes privados, costos de producción). En este sentido, para las autoridades fiscales y monetarias es necesario tener un conocimiento apropiado de los efectos de la política fiscal sobre la economía. Es decir, cuantificar la magnitud de los impactos de los cambios de la política fiscal sobre variables como el nivel de actividad entre otras. La intención de los gobiernos suele ser estimular el desarrollo económico y social a través de políticas presupuestarias que garantice un equilibrio entre los ingresos, el gasto y el endeudamiento, y que sea consistente con un crecimiento económico sostenible (Restrepo y Rincón, 2005). La teoría económica subraya que bajo ciertas circunstancias, la política fiscal puede cumplir un rol estabilizador de la economía, por lo menos en el corto plazo, constituyéndose el Estado en un promotor de la redistribución y eliminador de distorsiones. Desde el punto de vista teórico, existen dos maneras de ver los efectos de la política fiscal sobre el ciclo. Uno viene dado dentro de la escuela del nuevo keynesianismo y afirma que una política fiscal expansiva afecta positivamente al producto y al consumo privado. Esta visión de política fiscal activista argumenta que el gobierno puede impulsar eficazmente la actividad económica durante una recesión, sobre todo cuando la política monetaria no afecta la demanda agregada (Eggerston y Krugman, 2012). Por otro lado, la teoría derivada de los ciclos reales asevera que sí existe un impacto positivo en el Producto Interno Bruto (PIB), pero por el efecto ingreso, el impacto sobre el consumo privado es negativo (Kydland y Prescott, 1982; Barro, 2009). Por el lado empírico, se destaca la investigación de Blanchard y Perotti (2002) quienes utilizan un Vector Autorregresivo (VAR) para analizar el efecto de la política fiscal en la economía. Una de las conclusiones de estos investigadores es que los choques fiscales positivos aumentan el producto. Los autores argumentan también que la presencia de retrasos en la ejecución implica que la política fiscal tiene escasa respuesta ante fluctuaciones macroeconómicas inesperadas. 1 División de Análisis Fiscal. Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos. Para preguntas y comentarios escribir a [email protected]. Banco Central de la República Dominicana 126 El objetivo del presente estudio es analizar los efectos de la política fiscal, mediante la aplicación de vectores autorregresivos para la economía dominicana. Específicamente, se estudian los efectos del gasto primario y los ingresos tributarios sobre el producto. Para ello se utiliza un modelo VAR estructural (SVAR) similar al planteado por Blanchard y Perotti (2002), donde se incluyen tres variables (el gasto primario, los impuestos y el PIB), siguiendo un modelo estándar de IS-LM. En este sentido, se espera una respuesta positiva del PIB dominicano ante una política fiscal expansiva. II. Datos y análisis estadístico En la presente investigación se utiliza información trimestral que abarca el periodo 1997 - 2012. Las variables utilizadas son; (i) los ingresos tributarios, definidos como la recaudación total del Estado por motivos de impuestos; (ii) gasto primario, siendo todas las erogaciones operativas, corrientes y no corrientes del gobierno menos los desembolsos por concepto de pago de intereses y amortizaciones de la deuda pública y; (iii) el PIB. Estas series son transformadas a logaritmos y en el Figura 1 se muestra la evolución de las tres variables a lo largo del periodo evaluado. Es importante resaltar que, para utilizar adecuadamente las variables en estimaciones econométricas, es indispensable comprender las propiedades de estacionariedad de las series, para evitar resultados con falsos coeficientes sobre la relación entre las variables (Mahadeva y Robinson, 2004). Por lo tanto, se realizan las pruebas de raíz unitaria de Dickey y Fuller (1981) y Phillips y Perron (1986) para identificar la existencia de raíces unitarias. La Tabla 1 muestra los resultados de las pruebas, se observa que las variables son estacionarias en primera diferencia, es decir, integradas de orden 1 en niveles. Tabla 1. Pruebas de Raíz Unitaria Vars. CD DFA PP N 0.99 0.99 Gt C 0.66 0.66 CT 0.01 0.01 N 1.00 1.00 It C 0.73 0.77 CT 0.91 0.77 N 1.00 1.00 Yt C 0.96 0.97 CT 0.15 0.24 DFA: Prueba Dickey-Fuller Aumentada PP: Prueba de Phillips-Perron Ho: Series tienen raíz unitaria. Prob < 0.05 indica rechazo de H0. Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD. Vars ƦGt ƦIt ƦYt CD DFA PP N 0.0000 0.0000 C 0.0001 0.0001 CT 0.0000 0.0000 N 0.0117 0.0000 C 0.0000 0.0000 CT 0.0000 0.0000 N 0.0000 0.0000 C 0.0000 0.0001 CT 0.0000 0.0000 CD: Componentes Determinísticos; N: Ninguno; C: Constante; CT: Constante y tendencia Oeconomia 127 III. Marco metodológico Los VAR son utilizados comúnmente para analizar modelos macroeconómicos y se caracterizan por interacciones simultáneas entre un grupo de variables. Un modelo VAR, de dos variables y un rezago, puede presentarse matricialmente como: Ƚ Ƚଵ Ƚଶ ɂ ሺͳሻቀ୲ ቁ ൌ ቀ ቁ ቀ ቁ ቀ୲ିଵ ቁ ቀԖ୲ ቁ Ⱦଵ Ⱦଶ Ⱦ ୲ ୲ିଵ ୲ donde tanto ݕ௧ como ݔ௧ se comportan como variables dependientes y son explicadas simultáneamente por sus rezagos. En los VAR se satisface el supuesto de que el valor esperado de los términos de error sea igual a cero y la varianza sea constante, al igual que en modelos de regresiones lineales simples. En esta investigación se optó utilizar el SVAR, ya que tiene la ventaja de poder estructurarse de manera tal que la evolución de las variables en el sistema esté influenciada por choques de demanda (transitorios) y choques de oferta (permanentes). Es común utilizar SVAR para estimar la relación entre variables macroeconómicas y los resultados se interpretan a través de los análisis de impulso-respuesta estructurales (de Arcangelis y Lamartina, 2003; Ghassan, Souissi y Alaoui, 2009). El modelo SVAR para una variable dependiente ܼ௧ puede representarse como la ecuación 2: ሺʹሻߖܼ௧ ൌ ߈ ߈ଵ ܼ௧ିଵ ߝ௧ Siendo ߖ ൌ ͳ െߚଵ െߙଵ ൨; ͳ ߙ ߙଶ ߙଷ ݕ௧ ܼ௧ ൌ ቀ ݔቁ Ǣ߈ ൌ ቀߚ ቁ Ǣ ߈ଵ ൌ ቀߚ ߚ ቁ Ǣ ௧ ଶ ଷ ܾ ߝ௧ ൌ ଵ Ͳ Ͳ ߤ௧ ൨ቀ ቁ ܾଶ ߭௧ En el caso particular de este trabajo, el sistema de ecuaciones que se estimará con la metodología descrita puede expresarse como (3), (4) y (5): ሺ͵ሻ߂݃௧ ൌ ߙ ߙଵ ߂݅௧ ߙଶ ߂ݕ௧ ߙଷ ߂݃௧ିଵ ߙସ ߂݅௧ିଵ ߙହ ߂ݕ௧ିଵ ߭௧ ሺͶሻ߂݅௧ ൌ ߚ ߚଵ ߂݃௧ ߚଶ ߂ݕ௧ ߚଷ ߂݃௧ିଵ ߚସ ߂݅௧ିଵ ߚହ ߂ݕ௧ିଵ ߥ௧ ሺͷሻ߂ݕ௧ ൌ ߜ ߜଵ ߂݃௧ ߜଶ ߂݅௧ ߜଷ ߂݃௧ିଵ ߜସ ߂݅௧ିଵ ߜହ ߂ݕ௧ିଵ ߤ௧ Donde ݃௧ ǡ ݅௧ ݕ௧ son variables no estacionarias y ߭௧ ǡ ߥ௧ ߤ୲ son innovaciones que siguen un proceso de ruido blanco, con valor esperado de cero y varianza constante. Esta estructura es similar al modelo estructural presentado por Blanchard y Quah (1989) y Blanchard y Perotti Banco Central de la República Dominicana 128 (2002), y se le incluyen algunas modificaciones realizadas por Restrepo y Rincón (2005), estimando las variables en diferencias.2 Las restricciones de corto plazo utilizadas para el SVAR de este estudio son similares a las del modelo de Restrepo y Rincón (2005). La relación entre los choques estructurales y los errores de forma reducida pueden representarse de la siguiente forma matricial: ͳ ሺሻߙଶଵ ߙଷଵ Ͳ ͳ Ͳ ܾଵଵ Ͳ ݑ௧ ߙଶଷ ൩ ݑ௧ ൌ Ͳ ͳ ݑ௬ Ͳ ௧ Ͳ ܾଶଶ Ͳ Ͳ ݁௧ Ͳ ൩ ݁௧ ܾଷଷ ݁ ௬ ௧ IV. Resultados Habitualmente, los modelos VAR se evalúan a través de un impulso-respuesta que provee el sistema. Dungey y Pagan (2008) afirman que dicho análisis o función representa la respuesta dinámica de una variable en el sistema a un choque (de error) en una de las ecuaciones de forma estructural. Las respuestas del producto ante los choques3 de gastos e impuestos se presentan en el Figura 2.4 Como exhibe el Figura 2, un choque positivo del gasto provoca aumentos en el PIB dominicano. El producto crecerá gradualmente durante los primeros tres trimestres, luego el efecto cae. Una explicación viable para el impacto positivo del gasto público sobre el producto viene de la mano con la perspectiva keynesiana, la cual afirma que una expansión fiscal conduce a un incremento de la demanda agregada de la economía, contribuyendo de manera significativa al crecimiento (Auerbach y Gorodnichenko, 2011). El efecto poco duradero de choques en el gasto sobre el PIB puede fundamentarse en los debates sobre el carácter de la respuesta de los agentes privados ante un incremento del gasto gubernamental. Canova y Paustain (2007) explican que la respuesta del consumo parece depender de la magnitud de los agentes no ricardianos de la economía. El efecto negativo sobre los ingresos de un aumento del gasto puede argüirse por el mecanismo de estos a través de impuestos al consumo. Por el lado de los impuestos, es visible que existe un impacto negativo sobre el producto, llegando a su efecto máximo entre el sexto y octavo trimestre (Ver Figura 2). No obstante, el efecto no parece ser significativo. Höppner (2001), Perotti (2005) y Caldara y Kamps (2008) explican este efecto poco significativo basándose en la idea de que un aumento en los impuestos resultaría en una redistribución del gasto público, principalmente a través de bienes de inversión. En cambio, un aumento de la producción incrementa significativamente las 2 Blanchard y Quah (1989) utilizan un SVAR para obtener variables no observables como el PIB potencial y la NAIRU, pero la estructura básica del modelo es compatible con los objetivos de la investigación sobre los efectos de la política fiscal en el producto. 3 CG, CI y CY son los choques de gasto primario, ingreso tributario y producto, respectivamente. 4 Todas las figuras están elaboradas en base a intervalos de confianza de 5%. Oeconomia 129 recaudaciones del Estado, creciendo por lo menos durante un año, como se observa en el Figura 3. Es interesante analizar los efectos de los choques de impuestos y gastos sobre sí mismos. Como se observa en el Figura 3, los impactos van disminuyendo con rapidez, hasta hacerse negativos en el quinto trimestre. En cuanto a los efectos del gasto sobre los ingresos, la expansión del gasto da lugar a un aumento de los ingresos tributarios, aunque en muy poca medida, similar a lo encontrado por Galí, López-Salido y Vallés (2005). Otro ejemplo de esta relación aparece en Dungey y Fry (2010), quienes concluyen que un aumento del gasto provoca un aumento uno a uno los impuestos tributarios, para luego, disminuir gradualmente hasta alcanzar su equilibrio inicial. V. Conclusiones La República Dominicana ha mantenido un crecimiento económico promedio por encima del 5% y una inflación interanual promedio de menos de dos dígitos durante las últimas dos décadas, pero ha experimentado algunas interrupciones, como por ejemplo, las crisis del 1994 y 2003. La política tanto monetaria y como fiscal se han utilizado para enfrentar las perturbaciones. Este estudio examina cómo fluctuaciones de la política fiscal afectan la demanda agregada dominicana, utilizando un modelo SVAR basado en Blanchard y Perotti (2002). Los resultados sugieren que, ante una expansión de la política fiscal ya sea aumento del gasto o reducción de impuestos, el producto sigue un patrón keynesiano. Cabe destacar que un aumento del gasto público no siempre es acompañado de un aumento en los ingresos fiscales, escenario que podría afectar los términos de sostenibilidad de las finanzas públicas. Por lo tanto, el gobierno debe crear una estrategia de política fiscal eficiente equiparable con la estabilidad presupuestaria. Estos resultados son consistentes con las conclusiones de Blanchard y Perotti (2002) para Estados Unidos, Dungey y Fry (2007) para Nueva Zelanda y Perotti (2005) para países de la OECD,5 por mencionar algunos. En ese sentido, este estudio aporta evidencia de la influencia fiscal en el producto, pero esta vez desde la perspectiva de una economía pequeña y en desarrollo, como la dominicana. Referencias Auerbach, A.J. y Gorodnichenko, Y. (2011). “Measuring the output responses to fiscal policy”. American Economic Journal, American Economic Association, Vol. 4, No. 2. pp. 1-27. Barro, R.J. (2009). “Government Spending is No Free Lunch”. Wall Street Journal, No. 22. Blanchard, O. y Quah, D. (1989). “The Dynamic Effects of Aggregate Demand and Supply Disturbances”. American Economic Review, Vol. 79, No.4. pp. 655-673. 5 Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económicos, OECD por sus siglas en inglés. 130 Banco Central de la República Dominicana Blanchard, O. y Perotti, R. (2002). “An Empirical Characterization of the Dynamic Effects of Changes in Government Spending and Taxes on Output”. Quarterly Journal of Economics, Vol. 117, No. 4. pp. 13291368. Caldara, D. y Kamps, C. (2008). “What are the Effects of Fiscal Policy Shocks? A VAR Based Comparative Analysis”. European Central Bank Working Paper Series, No. 877. de Arcangelis, G. y Lamartina, S. (2003). “Identifying Fiscal Shocks and Policy Regimes in OECD Countries”. Working Paper Series 281, European Central Bank. Dickey, D. y Fuller, W. (1981). “Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root”. Econometrica, Econometric Society, Vol. 49, No. 4. pp. 1057-1072. Dungey, M. y Pagan, A. (2008). “Extending an SVAR Model of the Australian Economy”. NCER Working Paper Series 21, National Centre for Econometric Research. Dungey, M. y Fry, R. (2007). “The Identification Of Fiscal And Monetary Policy In A Structural Var”. Centre for Applied Macroeconomic Analysis Working Papers 2007-29, Crawford School of Public Policy, The Australian National University. Eggertsson, G. y Krugman, P. (2012). “Debt, Deleveraging, and the Liquidity Trap: A Fisher-Minsky-Koo Approach”. 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Proceedings, Federal Reserve Bank of San Francisco. Phillips, P. y Perron, P. (1986). “Testing for a Unit Root in Time Series Regression”. Cowles Foundation for Research in Economics, Yale University, Cowles Foundation Discussion Papers 795R. Restrepo, J. y Rincón, H. (2006). “Identifying Fiscal Policy Shocks in Chile and Colombia”. Fiscal Indicators, Banca d’Italia. Oeconomia 131 Anexos Figura 1 Figura 2 Respuesta a una desviación estructural. ± 2 S.E. 12 periodos. Logaritmo Ingresos Tributarios 1997 - 2012 11.5 Respuesta de DY al CG 11.0 .006 10.5 .004 10.0 .002 9.5 .000 9.0 -.002 19 97 19 98 19 99 20 00 20 01 20 02 20 03 20 04 20 05 20 06 20 07 20 08 20 09 20 10 20 11 20 12 8.5 -.004 1 Logaritmo Gas to Primario 1997 - 2012 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 10 11 12 10 11 12 Respuesta de DY al CI 12.0 .006 11.5 .004 11.0 .002 10.5 10.0 .000 9.5 -.002 9.0 -.004 1 19 97 19 98 19 99 20 00 20 01 20 02 20 03 20 04 20 05 20 06 20 07 20 08 20 09 20 10 20 11 20 12 8.5 Logaritmo PIB 1997 - 2012 2 3 4 5 6 7 8 9 Respuesta de DY al CY .006 11.6 .004 11.4 .002 11.2 .000 11.0 -.002 10.8 -.004 1 2 3 4 5 6 7 8 9 Fuente: Datos del BCRD. 20 12 20 11 20 10 20 09 20 08 20 07 20 06 20 05 20 04 20 03 20 02 20 01 20 00 19 99 19 98 19 97 10.6 Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD. Banco Central de la República Dominicana 132 Figura 3 Figura 4 Respuesta a una desviación estructural. ± 2 S.E. 12 periodos. Respuesta a una desviación estructural. ± 2 S.E. 12 periodos. Respuesta de DI al CG Respuesta de DG al CG .08 .20 .15 .04 .10 .00 .05 .00 -.04 -.05 -.08 -.10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 Respuesta de DI al CI 4 5 6 7 8 9 10 11 12 10 11 12 10 11 12 Respuesta de DG al CI .08 .20 .15 .04 .10 .00 .05 .00 -.04 -.05 -.08 -.10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 Respuesta de DI al CY 4 5 6 7 8 9 Respuesta de DG al CY .08 .20 .15 .04 .10 .00 .05 .00 -.04 -.05 -.08 -.10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD. 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD. 133 Efectos de la Política Monetaria sobre la Actividad Económica y los Precios: Evidencia a Partir de un VAR Estructural Por: Evelio Paredes1, Miguel Jiménez1 y Francisco A. Ramírez2 Año 2013, Vol. VII, No. 4 I. Introducción El primero de Enero de 2012, el Banco Central oficializó su adhesión al esquema de política monetaria conocido como metas de inflación. La conducción de esta estrategia de política está basada en el manejo de expectativas de inflación, por lo que uno de los requisitos de carácter técnico imprescindibles es el entendimiento de los mecanismos de transmisión de la política monetaria. En particular, la cuantificación de los efectos de la política monetaria sobre la actividad económica y los precios, tanto en magnitud como en duración. La naturaleza y funcionamiento de los mecanismos de transmisión de la política monetaria en la República Dominicana, es un tópico que ha sido analizado desde diferentes perspectivas y en función del esquema de política monetaria vigente en el momento. Los resultados de estos esfuerzos muestran una amplia heterogeneidad respecto a la influencia de la política monetaria (Fuentes, 2006), lo que destaca el problema de identificación de movimientos “exógenos” no sistemáticos del o los instrumentos de política monetaria, que permitan elaborar argumentos sólidos sobre los efectos buscados. Particularmente en el caso dominicano, este problema de identificación no reside únicamente en aspectos ampliamente discutidos en la literatura sobre los efectos de la política monetaria en precios y producto, sino en las dificultades impuestas por el tamaño de muestra y cambios estructurales en las series macroeconómicas, que complican la replicación y comparabilidad de los resultados a través de distintos estudios. En ese sentido, el objetivo de la presente investigación es proveer un estudio empírico sobre los efectos de la política monetaria sobre los precios, actividad económica y tipo de cambio real en la República Dominicana, que contribuya a resumir los resultados esperados de innovaciones monetarias y a partir del cual se pueda seguir indagando sobre los mecanismos de transmisión. La estrategia empírica consiste en la identificación de innovaciones monetarias medidas a través de desviaciones de la tasa de interés interbancaria del conjunto de información disponible para las autoridades monetarias en cada periodo, mediante de un Vector Autorregresivo Estructural (SVAR) compuesto por variables domésticas (producto, precios, agregados monetarios, tasa de interés y tipo de cambio real) y variables externas (precio promedio de materias primas y un indicador de riesgo país). La identificación se realiza a través de la imposición de restricciones 1 División de Análisis de Coyuntura, Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos. Para preguntas y comentarios escribir a [email protected] y [email protected]. 2 División de Investigación Económica, Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos. Para preguntas y comentarios escribir a [email protected]. 134 Banco Central de la República Dominicana sobre las variables que la política monetaria no puede observar y reaccionar contemporáneamente. Con la especificación y estimación satisfactoria del modelo SVAR se procede a indagar los efectos cuantitativos de estos shocks de política monetaria sobre la inflación, el crecimiento de producto, la demanda de dinero y el tipo de cambio real. Los resultados obtenidos sugieren que las innovaciones monetarias influyen sobre el crecimiento del Producto Interno Bruto (PIB) a partir del cuarto mes y con una duración promedio de un año y medio, y sobre la inflación a partir del cuarto mes, extendiéndose hasta dos años en promedio. En términos de la importancia de las innovaciones monetarias sobre las fluctuaciones del crecimiento, estas explican a lo más un 10 por ciento del total de la varianza del error de predicción en un horizonte de dos años. El resto del trabajo está organizado de la siguiente manera: la sección II contextualiza el alcance del estudio destacando las limitaciones de este tipo de análisis. Asimismo, una revisión de la literatura de los efectos de la política monetaria en la República Dominicana. En la sección III, se discute la implementación de la política monetaria en las últimas dos décadas con el objetivo destacar la evolución en los objetivos finales, intermedios y los instrumentos de política monetaria en la República Dominicana. La sección IV elabora la metodología empírica en la que se apoya la identificación de los shocks monetarios. Una descripción de los datos utilizados, así como sus propiedades y las transformaciones realizadas se encuentra en la sección V. En la sección VI se resumen e interpretan los resultados encontrados. Por último, las conclusiones están contenidas en la sección VII. II. Los efectos de la política monetaria sobre la actividad económica y los precios: Revisión de Literatura Los efectos de la política monetaria sobre la actividad real y los precios es uno de los temas más debatidos en la literatura empírica macroeconómica. Sims (1992) argumenta que el tamaño y la naturaleza de los efectos de la política monetaria en la actividad agregada no están claros y su cuantificación podría resultar bien difusa. Bernanke y Binder (1992) también esbozan la misma pregunta: ¿Puede la política monetaria afectar la actividad real de la economía? y si lo hace, ¿cuáles son los mecanismos de transmisión por los cuales estos efectos ocurren? En general, de acuerdo a la teoría, en el corto plazo existen restricciones y distorsiones que impiden que el sistema de precios ajuste las innovaciones o shocks que constantemente impactan la economía, en particular las innovaciones de carácter monetario. La presencia de estas rigideces resulta ajustes en la dimensión real de la economía ante shocks nominales. Los mecanismos a través de los que se produce este comportamiento dependen de la estructura de la economía, la formación de expectativas y el régimen de política monetaria vigente. Oeconomia 135 2.a) Mecanismos de transmisión de la política monetaria Existen diversos mecanismos a través de los cuales se transmiten los efectos de la política monetaria al resto de la economía. Mishkin (1995) identifica 4 mecanismos de transmisión de la política monetaria:3 1. Canal de las tasas de interés: ܯ՝֜ ݅ ՛֜ ܫ՝֜ ܻ ՝ Una política monetaria contractiva (MŅ), dada la rigidez en la respuesta de la inflación, lleva a un aumento de las tasas de interés reales (iŃ), lo que se traduce en un aumento del costo de capital, causando una disminución del gasto de inversión (IŅ) lo que reduce la demanda agregada y provoca una caída del producto (YŅ). 2. Canal del tipo de cambio: ܯ՝֜ ݅ ՛֜ ܧ՝֜ ܰܺ ՝֜ ܻ ՝ Una política monetaria contractiva (MŅ) lleva a un aumento de las tasas de interés reales (iŃ), lo que se traduce en una apreciación del tipo de cambio (EŅ), causando una disminución de las exportaciones netas (NXŅ), debido un incremento relativo del precio de los bienes domésticos, provocando una caída del producto (YŅ). 3. Canal del Precios de los Activos: ܯ՝֜ ܲ ՝֜ ݍ՝֜ ܫ՝֜ ܻ ՝ Un aumento de las tasas de interés asociado a una política monetaria contractiva, hace que los bonos sean más atractivos en comparación con las acciones, lo que provoca que el precio de las acciones caiga, provocando que q4 disminuya y a su vez el gasto de inversión, lo que causa una caída del producto. Otro mecanismo relacionado al canal de precios de los activos es explicado por la teoría del ciclo de vida de Modigliani (1971) En esta hipótesis, el gasto en consumo es determinado por los recursos de por vida de los consumidores, explicado por el capital humano, el capital real y la riqueza financiera, donde el mayor componente de la riqueza financiera está formada por acciones; por lo tanto, cuando el precio de las acciones cae (PeŅ), disminuye la riqueza de los consumidores (wŅ), causando una reducción del consumo (cŅ) y por último del producto: ܯ՝֜ ܲ݁ ՝֜ ݓ՝֜ ܿ ՝֜ ܻ ՝ 3 Adicionalmente, se reconoce la existencia de un quinto canal: el canal de las expectativas. Acciones de política monetaria afectan las expectativas de los agentes económicos sobre la inflación y producto. 4 Ver Tobin (1969): La teoría q de Tobin establece como la política monetaria afecta la economía a través de los efectos en la valoración de las acciones. Tobin (1969) define q como el valor de mercado de las firmas dividido por el costo de capital de remplazo. Banco Central de la República Dominicana 136 4. Canal del Crédito: Este canal se manifiesta en dos vertientes. Por un lado el mecanismo de préstamos bancarios (bank lending channel) y por otro, el mecanismo de hojas de balance (balance sheet channel). En relación al canal de préstamos bancarios, una contracción monetaria incrementa el costo marginal de ofrecer préstamos reduciendo las reservas y depósitos bancarios, es decir, la cantidad de recursos a prestar al público, traduciéndose en una reducción del gasto de inversión en bienes durables y de consumo, influyendo de manera negativa el producto. ܯ՝֜ ܴ݁ ݏ݅ݎܽܿ݊ܽܤݏݐ݅ݏ×݁ܦݕݏܽݒݎ݁ݏ՝֜ ܲݎ± ݏ݅ݎܽܿ݊ܽܤݏ݉ܽݐݏ՝֜ ܫ՝֜ ܻ ՝ Por otro lado, el canal de las hojas de balance enfatiza el efecto de la política monetaria sobre el precio de los activos financieros y en consecuencia en el valor de la riqueza neta de las empresas, por lo que una politica monetaria negativa incrementa vulnerabilidad financiera de las empresas y agentes reduciendo la inversión, el consumo de bienes durables y el gasto en vivienda. ܯ՝֜ ܲ݁ ՝֜ ݏݎ݁݅ܿ݊ܽ݊݅ܨݏݒ݅ݐܿܣ՝֜ ܸ ܽݎ݁݅ܿ݊ܽ݊݅ܨ݈ܾ݀ܽ݀݅݅ܽݎ݈݁݊ݑ՛֜ ܿ ֜ ܻ ՝ 2.b) Evidencia empírica de los mecanismos de transmisión de la política monetaria En el ámbito empírico existen dificultades en la cuantificación de estos mecanismos, siendo estas respuestas contrarias a las a lo sugerido por la teoría (puzzles). En la literatura concerniente al tema, se han identificado tres puzzles empíricos con los cuales hay que lidiar al momento de identificar la relevancia de la política monetaria sobre la economía: puzzle de liquidez, puzzle de precios y el puzzle de tipo de cambio. El puzzle de liquidez: innovaciones positivas en los agregados monetarios producen un aumento de la tasa de interés doméstica, en vez de una disminución, tal como lo establece la teoría económica (lo que se esperaría como resultado de una política monetaria laxa). El puzzle de precios: incrementos de la tasa de interés se relacionan con un incremento en los precios (en lugar de una disminución) y por último, el puzzle cambiario: incrementos de la tasa de interés producen una depreciación del tipo de cambio nominal (en lugar de la apreciación del tipo de cambio que se espera como resultado de aumentar la tasa de interés). Todos estos puzzles contradicen lo esperado según la teoría económica convencional. Sobre este particular, Kim (1999) explica que cuando se identifican shocks de política monetaria tomando en cuenta los agregados monetarios, se produce el puzzle de liquidez, fenómeno que está asociado a una contracción monetaria y no en una expansión monetaria. Asimismo, muchos estudios sufren del puzzle de Precios. Sims (1992) explica que algunas partes en la innovación de las tasas de interés, son respuestas sistemáticas a shocks estructurales generando un aumento de los precios. Para resolver este problema, muchos autores como Christiano et al. (1996) y Sims (1992) utilizan innovaciones en la tasa de interés de corto plazo o Oeconomia 137 de los agregados monetarios estrechos,5 después de incluir una variable que represente las presiones inflacionarias futuras, como el índice de precios de los commodities en la función de reacción monetaria. Una línea de trabajo diferente, Gordon and Leeper (1994), sugiere una detallada especificación del mercado monetario en el SVAR como solución a esta incongruencia entre las predicciones de la teoría y lo observado en los datos. Kim (1999) utiliza un modelo VAR estructural que permite separar los shocks de oferta y demanda de dinero en los países del G-7.6 Sus resultados indican que mediante esta metodología, se resuelven los puzzles de liquidez y precios para la mayoría de las económicas del G-7. De igual manera, los choques monetarios tienen efectos significativos en el producto en el corto plazo. Sin embargo, la contribución relativa de los choques monetarios hacia las fluctuaciones del producto, es pequeña. 2.c) El caso dominicano Analizando la evidencia empírica para el caso de la República Dominicana hasta 2006, Fuentes (2006) señala que la evidencia empírica sobre las dimensiones de los mecanismos de transmisión es variada y poco concluyente. Explica que en la mayoría de los trabajos predomina el uso de Vectores Autoregresivos (VAR) y el análisis de cointegración, concentrándose la mayoría de los trabajos en el canal del tipo de cambio,7 particularmente de la estimación del coeficiente de pass-through del tipo de cambio a los precios. El autor esboza que hasta 2006, ningún trabajo explica el canal de precios de los activos, el canal de expectativas, y ni ofrecen una explicación consistente sobre los efectos de la política monetaria sobre el producto y los precios. De acuerdo a Williams (2001), Williams y Adedeji (2004) y Medina (2006) la política monetaria (cuando el objetivo intermedio son los agregados monetarios) tiene influencia significativa en la inflación, en mayor medida a través del canal cambiario. Sin embargo, no se identifica que la política monetaria tenga un impacto significativo sobre el PIB. Resultados contrarios a los documentados por Gratereaux y Ruiz (2007), quienes sí identifican influencia de la política monetaria sobre el PIB. De igual manera, Gonzalez (2010) mediante una metodología semiestructural, documenta efectos persistentes de las variaciones de las tasas activas sobre la demanda agregada de hasta seis trimestres de duración. Estudios más recientes, exploran el funcionamiento de canales alternativos, pero sin extender el análisis sobre los efectos finales de la política monetaria a los precios y actividad. Por ejemplo, Andujar (2012) estima el pass-through de la tasa de interés de política monetaria (TPM) a las tasas de interés de largo plazo del sistema financiero. Muestra que existe un canal de trasmisión Tradicionalmente se utiliza el M1 que incluye el efectivo en circulación más los depósitos a la vista. Mediante esta metodología también permite modelar estructuras no recursivas como las estructuras de feedback. 7 Gonzáles y Lora (1999), Díaz (1999), Vázquez (2003), William y Adedeji (2004), Medina (2006), Hernandez (2006), Gratereaux y Ruiz (2007) y Fuentes y Mendoza (2007) 5 6 138 Banco Central de la República Dominicana de la tasas de interés y que el traspaso es completo en el largo plazo para las tasas activas e incompleto para las tasas pasivas. Santana (2004) y Bencosme (2007), sugieren la existencia de un mecanismo de transmisión a través del canal de crédito. Santana (2004), concluye que la política monetaria tiene efectos sobre el nivel de préstamos de las instituciones financieras dependiendo de su tamaño. De igual manera, Bencosme (2007) concluye que la política monetaria tiene efectos redistributivos según el tamaño y la liquidez del banco. Esta dispersión entre los estudios empíricos sobre los distintos canales de transmisión de la política monetaria, podría atribuirse tanto a problemas de identificación de las innovaciones exógenas de interés, como a dificultades en el tratamiento de los datos considerados. III. La implementación de la política monetaria en la República Dominicana En el caso de República Dominicana, la política monetaria ha atravesado varias etapas desde la reforma del mercado cambiario de 1990 (FMI, Staff Reports). Se pueden identificar tres etapas claves para comprender la operatividad de la política monetaria en República Dominicana:8 1. (1990 – 2001) Consolidación política monetaria de agregados monetarios, pero con intervenciones esterilizadas recurrentes en el mercado cambiario para “suavizar” la volatilidad del tipo de cambio nominal. Durante ese período se inicia la publicación del Programa Monetario, donde establece un calendario de expansión/contracción de la emisión monetaria, en base a pronósticos de crecimiento de la demanda agregada e inflación subyacente. 2. (2002 – 2003) Crisis del sistema de pagos, que alcanzó su peak con la quiebra y rescate de tres importantes bancos comerciales. Es un periodo caracterizado por la inestabilidad de los indicadores monetarios y depreciación del tipo de cambio nominal, causada por la presión ejercida sobre el mercado cambiario como consecuencia de la salida de capitales. 3. (2004 – 2012) Política monetaria basada en metas monetarias a través de instrumentos explícitos, e intervención en el mercado cambiario. En el año 2004, el BCRD introdujo el corredor de tasas de interés. Este corredor estaba integrado por la tasa de los depósitos remunerados de corto plazo (Overnight) que fungía como tasa de política monetaria (TPM) y la tasa de la ventanilla Lombarda. El corredor de tasas funcionaba bajo un esquema de metas monetarias, siendo la tasa de los depósitos remunerados en el corto plazo (overnight) el límite inferior y la tasa lombarda en el límite superior. La tasa de interés interbancaria debía fluctuar entre ambas tasas. Bajo el esquema de metas monetarias, el ancla nominal de la política monetaria eran los agregados monetarios. 8 Ver: “60 años de política monetaria en República Dominicana, 1947 - 2007”, publicado por el Banco Central de la República Dominicana. Oeconomia 139 A partir de 2012, el BCRD anuncia públicamente su adhesión al esquema de metas de inflación (EMI), anunciando un objetivo de inflación alrededor del cual las expectativas de inflación permanezcan ancladas. La incorporación al EMI implicó la reestructuración del mecanismo operativo de la política monetaria, dejando en segundo plano a los agregados monetarios. A partir de febrero de 2013, el instrumento de política monetaria es la Tasa de Política Monetaria (TPM), que funge exclusivamente como la tasa de referencia de las operaciones de expansión y contracción del BCRD en el plazo de un día. El mecanismo operativo de ajuste de la tasa de referencia, consiste en la realización de operaciones de subastas diarias para influir en la liquidez del mercado monetario con el objetivo de afectar la tasa de interés interbancaria, mediante la contracción o expansión de la liquidez. A través de este mecanismo, el BCRD ajusta la tasa ante desviaciones de las expectativas de inflación (proyectadas), desalineamientos consistentes de alguna medida de brecha de producto y del tipo de cambio real. Los ajustes en la tasa de interés de referencia se propagan a través de toda la estructura de tasas de mercado, afectando los objetivos vía los distintos mecanismos de transmisión de la política monetaria descritos en la sección II. IV. Metodología empírica e identificación del modelo La cuantificación los efectos de la política monetaria sobre la actividad y los precios requiere la implementación de una metodología empírica, la cual permita que los datos “hablen por sí mismos”, es decir, que en principio no esté impuesta alguna estructura o restricciones sugeridas por alguna teoría de manera a priori y que admita restricciones de carácter informativo, que permitan la identificación de cambios exógenos en las variables de política. En la literatura relacionada al tema de interés la metodología dominante consiste en la estimación de Vectores Autorregresivos Estructurales (SVAR), que consiste en la estimación de la distribución conjunta de los datos considerados y la obtención de los residuos de forma reducida, los cuales en principio contienen las relaciones contemporáneas de interés. La presente investigación emplea esta metodología. La selección de las variables depende del objetivo del análisis. En este caso el interés es la política monetaria y su relación con los precios y la actividad real, por lo que se incorporan el producto Y, los precios P y el instrumento de política monetaria R. Asimismo, al tratarse de una economía abierta se incorpora el tipo de cambio real (TCR). Tal como se mencionó en la sección II, la literatura identifica incongruencias (puzzles) entre la respuesta cualitativa esperada de acuerdo a la teoría y las respuestas observadas. La solución a estos puzzles requiere la incorporación de otras variables al sistema como controles. El puzzle de liquidez, requiere la incorporación de la tasa de interés de corto plazo y algún agregado monetario para la identificación en el mercado monetario. De acuerdo a Sims (1992), el puzzle de precios surge de la reacción de la política monetaria a presiones futuras de precios, las cuales Banco Central de la República Dominicana 140 infiere a partir de información disponible en alta frecuencia. Así, se incorpora información sobre inflación importada, de las presiones de demanda externa y /o de las condiciones externas de la economía. Considerando la información anterior, el VAR está compuesto por tres bloques: variables domésticas (Y, P, M y TCR), variables externas (P*, ǒ*) y bloque de política (R). Es decir, ܺ௧ ൌ ሾܲ௧ כǡ ܻ௧ ǡ ܲǡ ܴ௧ כǡ ܴ௧ ǡ ܯ௧ ǡ ܴܶܥ௧ ሿ Donde X representa el vector de variables endógenas del VAR, Y es el crecimiento del producto, P es la inflación doméstica, M es el crecimiento de algún agregado monetario, TCR es el tipo de cambio real, P* es la inflación de commodities, ǒ* premio por riesgo y R es la tasa de interés política monetaria. El modelo estructural, coherente con una determinada especificación estructural dada por la teoría que define las relaciones entre las variables viene dada por: Ȟ ܺ௧ ൌ ܤሺܮሻܺ௧ ݁௧ Ȟ representa la matriz de relaciones contemporáneas entre las variables de acuerdo con una especificación propuesta por la teoría. Por otro lado, B es la matriz de coeficientes de los rezagos (donde L es el operador de rezagos) y ݁௧ el vector de errores estructurales de interés. Para propósitos de estimación, el modelo es reescrito en su forma reducida: ܺ௧ ൌ ܣሺܮሻܺ௧ ݑ௧ Siendo ݑ௧ ൌ Ȟିଵ ݁௧ el vector de errores de la forma reducida. El objetivo es obtener el mapeo de los errores estructurales, a partir de los errores de forma reducida. Esto requiere identificar el sistema primitivo, es decir obtener estimaciones de la matriz Ȟ . Para la identificación de los parámetros estructurales a partir de la forma reducida, se requiere para un modelo de n variables, n(n-1)/2 restricciones de identificación en la relación entre errores de forma reducida y los estructurales. En el caso que nos concierne, el sistema está constituido por siete variables ሾܲ௧ כǡ ܻ௧ ǡ ܲǡ ܴ௧ כǡ ܴ௧ ǡ ܯ௧ ǡ ܴܶܥ௧ ሿ por lo que en principio se necesitan identificar 49 parámetros, incluyendo las desviaciones estándar estructurales. De la matriz de varianza-covarianza de la forma reducida estimada, se obtienen 28 momentos independientes, por lo que quedan sin identificar 7(7-1)/2=21 parámetros. La imposición de estas restricciones arroja la identificación exacta del sistema. Siguiendo a Parrado (2001) se imponen seis restricciones de sobre identificación, las cuales están asociadas con el conjunto de información disponible contemporáneamente para el Banco Central y, adicionalmente, supuestos sobre el comportamiento de las variables externas. Oeconomia 141 ݁ ͳ ݁ ۍ௬ ܽۍ ېଶଵ ܽێ ۑ ݁ ێ ێ ێ ۑଷଵ ݁ێ௦ ܽێ=ۑସଵ ݁ ێ ܽێ ۑହଵ ݁ ێ Ͳ ێ ۑ ݁ ۏ௧ ܽۏ ےଵ Ͳ ͳ ܽଷଶ Ͳ Ͳ ܽଶ ܽଶ Ͳ Ͳ ͳ Ͳ Ͳ ܽଷ ܽଷ Ͳ Ͳ Ͳ ͳ ܽହସ Ͳ ܽସ Ͳ Ͳ Ͳ Ͳ ͳ ܽହ ܽହ Ͳ Ͳ Ͳ Ͳ Ͳ ͳ ܽ Ͳ ݑ Ͳݑ ۍ ې௬ ې ۑ Ͳ ݑ ێ ۑ ێۑ ۑ Ͳݑێ ۑ௦ ۑ Ͳݑ ێ ۑ ۑ Ͳݑ ێ ۑ ۑ ͳݑ ۏ ے௧ ے Donde ݁ , ݁௬ , ݁ , ݁௦ , ݁ , ݁ y ݁௧ son los choques estructurales a los cuales responden las distintas variables, es decir, un shock de oferta externa, shock de oferta interna, de precios, de riesgo país, de demanda por dinero y de tipo de cambio real, mientras que ݑ , ݑ௬ , ݑ , ݑ௦ , ݑ , ݑ y ݑ௧ son las innovaciones residuales. Sobre el orden de identificación de las variables, el precio de los commodities es la variable más exógena, ya que las variables de la economía dominicana no tienen ninguna influencia sobre esta. Parrado (2001), utiliza el precio mundial del barril del petróleo y explica que al incluirse esta variable se evitan los puzzles de precios, donde un shock o innovación positiva de la tasas de interés interbancaria implica un aumento en el nivel de precios, en vez de una reducción, lo que contradice la teoría económica. Asimismo, el IMAE solo reacciona contemporáneamente ante los precios de petróleo (shock de oferta) e innovaciones en sí misma. Las demás variables se hacen ceros debido a que suponemos que la inflación, el riesgo país, los agregados monetarios, la tasa de interés interbancaria y el tipo de cambio real no afectan contemporáneamente la actividad económica real. Del mismo modo, la inflación se ve afectada solamente por los precios de los commodities y por el nivel de actividad. Es decir, un alza en los precios de los commodities presiona hacia el alza el componente de la inflación transable, reflejándose en aumentos de la inflación doméstica. Asimismo, aumentos en la demanda agregada generan presiones inflacionarias. Se asume que el pass-through del tipo de cambio de cambio real no tiene un efecto contemporáneo sobre la inflación. Para el caso del riesgo país, se asume que este solo depende del precio mundial del petróleo e innovaciones en ella misma. Un punto importante a destacar, es la información contemporánea con que cuenta el Banco Central al momento de ajustar la tasa de política monetaria. Según el modelo, las variables que el Banco Central puede observar contemporáneamente son el precio de los commodities y el riesgo país, dado a que ambas variables se calculan diariamente en el mercado internacional. Las demás variables (actividad económica, inflación, agregados monetarios y tipo de cambio real), no están disponibles contemporáneamente, debido al rezago de la información,9 por lo que toman el valor de cero. En otro orden, la demanda de dinero depende del ingreso real, la inflación y la tasa de interés. Por último, esta especificación supone que el tipo de cambio real, reacciona contemporáneamente ante todas las variables. 9 Generalmente, estas la información de estas variables están disponibles un mes después. 142 Banco Central de la República Dominicana V. Datos Para realizar la estimación del VAR estructural se utiliza información mensual para el periodo enero 2006 hasta agosto 2013 de la tasa de crecimiento interanual del Índice de Precios de Commodities, el premio por riesgo aproximado a través del EMBI,10 la tasa de crecimiento interanual del Índice Mensual de Actividad Económica (IMAE),11 la inflación interanual medida por el Índice de Precios al Consumidor (IPC), la Tasa de interés Interbancaria como proxy de la posición de la política monetaria, la tasa de crecimiento interanual del Agregado Monetario M1 Armonizado y por último, el logaritmo del Tipo de Cambio Real Bilateral entre República Dominicana y Estados Unidos, su principal socio comercial. Con relación a las fuentes de los datos, el índice de precios de commodities, se obtiene de la base datos de Índice de Precios de Commodities del Fondo Monetario Internacional (FMI). Asimismo, el Índice Mensual de Actividad Económica (IMAE), el Índice de Precios al Consumidor (IPC), la tasa de interés interbancaria y el agregado monetario armonizado M1 se obtiene de la base de datos del Banco Central de la República Dominicana (BCRD). El tipo de cambio real bilateral de RD-EE.UU., se obtiene de la base de datos del Consejo Monetario Centroamericano (CMCA). La periodicidad de los datos es de frecuencia mensual y la muestra abarca el periodo de febrero 2006 a agosto de 2013 para un total de 91 observaciones. Asimismo, las variables precios de commodities, IMAE, índice de precios al consumidor, agregado monetario M1 ampliado, y tipo de cambio real, presentan un componente estacional, por lo que fueron desestacionalizadas mediante la metodología del CENSUS X12002E. Durante el periodo de estimación la tasa de interés interbancaria, a través de la cual se identifican los shocks monetarios, muestra una tendencia negativa. Esta tendencia determinística es removida previamente a la estimación del vector autorregresivo. En el anexo se presentan para todas las variables en niveles y en primeras diferencias las pruebas de raíz unitarias Dickey-Fuller Aumentado (ADF), Dickey-Fuller-GLS (DF-GLS), conjuntamente con la prueba de Phillips-Perron (PP), con constante (A), con constante y tendencia (B); y por último, sin constante ni tendencia (C);. De acuerdo a los resultados del Test PP, se puede inferir que todas las variables tienen un comportamiento estacionario. Este comportamiento es similar al comparar los resultados de la prueba PP con los encontrados en el test ADF, donde se infiere que todas las variables son I=0. Entre las pruebas de longitud de rezagos, el Criterio de Schwartz sugiere que el VAR debe ser estimado con un rezago. El contraste de autocorrelación indica que al 5% de significancia, los residuos tienen estructura esférica hasta el octavo rezago. Por último, se incluyen cuatro 10 El EMBI es la diferencia (spread), entre la tasa de interés que pagan los bonos denominados en dólares que emiten los países en vías de desarrollo y los bonos del tesoro de EE.UU. considerados libres de riesgo. Mientras más alto sea el EMBI, mayor es la probabilidad de que el país en cuestión incumpla sus obligaciones de deuda. 11 El Índice Mensual de actividad económica (IMAE), se utiliza como variable proxy de la actividad económica real de la economía. Oeconomia 143 variables ficticias entre finales de 2008 y principios de 2009 para controlar movimientos de la tasa interbancaria relacionados con la incertidumbre inducida por el deterioro de las condiciones monetarias internacionales durante los primeros meses de la crisis financiera en las economías avanzadas. VI. Resultados Una vez estimado el VAR, se procede a la estimación del VAR estructural, considerando las restricciones de identificación propuestas en la sección IV. Los resultados son presentados en forma de funciones de impulso-respuesta del crecimiento del producto, la inflación, el crecimiento del agregado monetario M1, la tasa de interés interbancaria y el tipo de cambio real bilateral entre República Dominicana y EE.UU. Asimismo, se presenta la descomposición de varianza para indagar la importancia de la política monetaria en las fluctuaciones económicas y la inflación. Los intervalos de confianza son computados a través de bootstraping. La Figura 1 muestra las funciones de impulso respuesta. De acuerdo a éstas, no se evidencian puzzles de liquidez, tipo de cambio y precios discutidos en la literatura. En términos de efectos de la política monetaria, ante un shock contractivo, expresado en un incremento de 100 puntos base (p.b.) de la tasa de interés, el crecimiento del producto responde negativamente a partir del cuarto mes cayendo alrededor de medio punto porcentual. La mayor caída es observada en el octavo mes a partir de ocurrido el shock, con una contracción de 64 p.b. La duración promedio del impacto negativo sobre esta variable se extiende hasta año y medio. La inflación empieza a disminuir a partir del cuarto mes, pero esta caída es estadísticamente significativa a partir del primer año, con una disminución máxima de 44 p.b. en el treceavo mes, y con persistencia hasta pasado el año y medio. El tipo de cambio real responde en impacto negativamente hasta el tercer mes (apreciación). Luego de esto, comienza a depreciarse hasta volver a su senda de equilibrio. Sin embargo, este resultado es estadísticamente no significativo. Por último, el agregado monetario M1 responde negativamente ante una innovación positiva de la tasa de interés, evidenciándose su mayor caída al sexto mes y con efectos duraderos hasta pasados casi dos años de la innovación inicial. En general, la respuesta de las variables de la economía va en consonancia en términos cualitativos con lo esperado ante un movimiento exógeno de la política monetaria: innovaciones positivas en la tasa de interés tienen efectos contractivos en términos de las variables macroeconómicas. Banco Central de la República Dominicana 144 Figura 1. Respuestas de las variables a innovaciones de la tasa de interés interbancaria (Intervalos de confianza a un 95% mediante Bootstrapping) 100 0 50 -50 0 -100 -50 1 3 5 7 9 40 Producto 50 Tasa de Interés Interbancaria 150 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 Inflación -150 1 3 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 Agregado Monetario MI 200 20 5 100 0 0 -20 -40 -100 -60 -200 -80 -300 -100 -400 1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 Tipo de Cambio Real 40 20 0 -20 -40 -60 1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 Fuente: Elaboración propia. En términos cuantitativos, los efectos de la política monetaria son consistentes con la evidencia internacional en economías abiertas (avanzadas y emergentes). En particular, para el crecimiento del producto Cushman y Zha (1995), identifican el efecto máximo para Canadá en 6 meses, y Kim (1999) entre 6 y 24 meses para las economías del G7; Gonzalez, Hamman y Vargas (2010), 8 meses en Colombia y Valdés (1998) y Parrado (2001), entre 7 y 10 meses respectivamente en Chile. Con relación al rol de la política monetaria en la explicación de los ciclos del crecimiento del PIB y de la inflación del IPC, la Tabla 1 muestra la descomposición de varianza a partir de los shocks estructurales del SVAR estimado. Los shocks monetarios explican a lo más 10% de la variación del error de pronóstico del crecimiento del PIB, siendo en dos años cuando se observa la mayor influencia. En el caso de la inflación las innovaciones monetarias explican cerca del 5% de las fluctuaciones de la inflación. Oeconomia 145 Tabla 1. Descomposición de varianza de las variables domésticas ante shocks de Política Monetaria Período Crecimiento Producto Inflación IPC M1 Tipo de Cambio Real 1 0.00 0.00 0.13 0.89 6 4.16 0.40 2.74 1.81 12 9.36 4.71 7.79 1.52 24 9.49 7.09 7.53 1.53 36 9.36 6.92 7.24 1.77 Fuente: Elaboración propia. VII. Conclusión El presente estudio es un intento de cuantificación de los mecanismos de transmisión de la política monetaria en la República Dominicana. Mediante la metodología de Vectores Autorregresivos Estructuales, incorporando un conjunto de restricciones en las relaciones contemporáneas, y compuesto por variables domésticas y del sector externo se estima la respuesta del crecimiento del PIB y la inflación a movimientos exógenos de la política monetaria. Las respuestas del crecimiento del PIB, la inflación, la demanda de dinero y el tipo de cambio real, van acorde con lo esperado en términos cualitativos, sin que se observe la existencia de algún puzzle. En términos cuantitativos, una innovación de la política monetaria refleja sus efectos sobre el crecimiento a partir del segundo mes y se extiende por un año. En cuanto a la inflación, los efectos empiezan a observarse a partir del quinto mes después de ocurrido el shock monetario, con una duración promedio de dos años. En términos de la relevancia de estos resultados, la comparación con lo observado tanto en economías abiertas (avanzadas y emergentes) es consistente en términos de la respuesta de la inflación. No obstante, el efecto máximo del shock monetario sobre el crecimiento del PIB se produce al cuarto mes, cuando en promedio otros estudios registran efectos máximos entre seis y dieciocho meses. Futuras líneas de investigación sobre la cuantificación de los mecanismos de transmisión de la política monetaria en la República Dominicana son: (1) la refinación de los resultados documentados e indagación de las discrepancias en los efectos de la política monetaria. (2) La exploración de los canales de crédito y expectativas, y (3) el contraste de estos resultados con los obtenibles con otras metodologías empíricas como los Vectores Autorregresivos Factoriales. 146 Banco Central de la República Dominicana Referencias Andújar, J. (2012). “El efecto traspaso de las tasas de interés en República Dominicana”. Serie de Estudios Económicos No. 4, Banco Central de la República Dominicana. Bencosme, P. (2007). “El Canal de Crédito Bancario en la Economía Dominicana”. Nueva Literatura Económica Dominicana. Premios de la biblioteca Juan Pablo Duarte 2006, Banco Central de la República Dominicana. Bernanke, B.S. y Mihov, I. (1998). “Measuring monetary policy”. The Quarterly Journal of Economics, vol. 113, No. 3. pp 869-902. Bernanke, B.S. y Blinder A.S. (1992). “The Federal Funds Rate and the Channels of Monetary Transmission”. The American Economic Review, Vol. 82, No. 4. pp. 901-921. Cerdeiro, D.A. (2010). “Measuring Monetary Policy in Open Economies”. 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Banco Central de la República Dominicana 148 Anexos Evolución de las variables EMBI Inflación Interanual (IPC) 0.18 0.16 0.16 0.14 0.14 0.12 0.12 0.1 0.1 0.08 0.08 0.06 0.06 0.04 0.04 0.02 0.02 Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 -0.02 -0.04 Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun 0 0 2006 2007 2008 Precios de los Commodities 2009 2010 2011 2012 2013 IMAE 0.16 0.6 0.14 0.4 0.12 0.1 0.2 0.08 0 0.06 -0.2 0.04 -0.4 0.02 0 -0.6 -0.02 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 -0.04 Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun -0.8 2013 2006 2007 2008 0.06 0.3 0.04 0.2 0.02 0.1 0 0 -0.02 -0.1 -0.04 -0.2 Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun 0.4 2007 2008 2009 2010 Fuente: Datos del BCRD. 2011 2012 2013 2011 2012 2013 M1 0.08 2006 2010 Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Tasa de Interés Interbancaria (Sin Tendencia) 2009 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 Oeconomia 149 Log del Tipo de Cambio Real RD-EE.UU. 4.62 4.6 4.58 4.56 4.54 4.52 4.5 Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun Oct Feb Jun 4.48 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 Tabla de Pruebas de Raíz Unitaria Dickey-Fuller Aumentado* Variable A B C Phillips-Perron A B C Niveles Tasa de Crec. Interanual Precios de Commodities 0.00 0.01 0.00 0.11 0.30 0.01 Premio por Riesgo (EMBI) 0.09 0.28 0.18 0.17 0.44 0.23 Tasa de Crec. Interanual IMAE 0.02 0.00 0.07 0.00 0.00 0.02 Inflación Interanual IPC 0.04 0.13 0.13 0.10 0.27 0.18 Tasa de Interés Interbancaria 0.07 0.22 0.01 0.18 0.44 0.02 Tasa de Crec. Interanual M1 0.11 0.20 0.12 0.40 0.63 0.17 0.08 0.95 0.43 0.01 0.21 0.42 Log. Tipo de Cambio Real RD-EEUU Primeras Diferencias Tasa de Crec. Interanual Precios de Commodities 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Premio por Riesgo (EMBI) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Tasa de Crec. Interanual IMAE 0.04 0.13 0.00 0.00 0.00 0.00 Inflación Interanual IPC 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Tasa de Interés Interbancaria 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Tasa de Crec. Interanual M1 0.00 0.01 0.00 0.00 0.00 0.00 Log. Tipo de Cambio Real RD-EEUU 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 A=Constante; B=Constante y Tendencia; C=Sin Constante ni tendencia. *Valores en negrita significa rechazo de Hipótesis de Raíz Unitaria. Fuente: Elaboración propia. 151 Efectos Reales de la Política Fiscal en la República Dominicana: Nueva Evidencia Por: Paola Pérez y Francisco A. Ramírez1 Año 2014, Vol. VIII, No. 1 I. Introducción Los efectos de las acciones de política fiscal es uno de los temas de discusión más controversiales en la literatura macroeconómica. De acuerdo a la interpretación keynesiana el nivel de producción y empleo de la economía es determinado por el gasto agregado, por lo que junto con la presencia de restricciones de liquidez que enfrentan los hogares, la política fiscal tiene efectos importantes en la evolución del Producto Interno Bruto (PIB). Por el contrario, la visión neoclásica establece que los efectos de la política fiscal son limitados y juegan más un rol distorsionante, por lo que políticas orientadas a expandir el nivel agregado de producción solo tendrían efectos redistributivos y no expansivos. Uno de los principales problemas para el contraste de estas hipótesis es la identificación de una estrategia empírica permita cuantificar el impacto de movimientos exógenos de las variables asociadas a la política fiscal sobre el nivel de actividad. En la literatura empírica se identifican dos metodologías, la de Vectores Autorregresivos Estructurales (SVAR, por sus siglas en inglés) y el llamado Enfoque Narrativo. La evidencia empírica, inclina la balanza a la hipótesis de que la política fiscal, ya sea mediante expansión o contracción del gasto público o mediante ajustes en la estructura impositiva, ejerce influencia sobre el nivel de actividad real. En el caso particular de la República Dominicana (RD), diversos estudios han abordado esta problemática con resultados relativamente distintos, reflejando la dificultad de identificar movimientos exógenos de la política fiscal. Específicamente, el contraste viene de las diferencias en las estimaciones de las elasticidades ingreso-producto y gasto-producto. Una particularidad de estos estudios es que no consideran los cambios de régimen inducidos en la serie de ingresos del gobierno por las reformas en la estructura impositiva de la economía durante el periodo de estimación, las cuales se reflejan en la mencionada variable en forma de cambios estructurales, que sesgan la estimación de las elasticidades de interés. El presente trabajo tiene como objetivo contribuir a la literatura de efectos reales de la política fiscal en la RD. El impacto de la política fiscal es cuantificado a través de la metodología de vectores autorregresivos estructurales. A diferencia de los otros estudios para la República Dominicana, la presente investigación considera el cómputo de la elasticidad ingreso-producto controlando por las reformas fiscales (tributarias) llevadas a cabo en la muestra considerada. 1 División de Investigación Económica, Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos. Para preguntas y comentarios escribir a [email protected] y [email protected]. 152 Banco Central de la República Dominicana Una vez estimada dicha elasticidad, se procede al estudio de los efectos de cambios exógenos de la política fiscal sobre el producto. Los resultados sugieren que las innovaciones o choques positivos de ingreso fiscal de alrededor de 1% reducen en impacto el PIB en 0.54% en el primer trimestre después de observado el choque. En términos de los choques de gasto público, un incremento exógeno de 1% impacta incrementa el nivel de actividad tres trimestres después, con un efecto de 0.10% en impacto disipándose rápidamente. A la luz del debate sobre multiplicadores fiscales, estos resultados sugieren que el multiplicador de los impuestos es relativamente alto, sin embargo, los shocks de gasto públicos tienen efectos más modestos sobre el nivel de actividad. El resto del documento está organizado de la siguiente manera. En la sección II se presenta una revisión de la literatura empírica sobre los efectos reales de la política fiscal. La estrategia empírica es discutida en la sección III. En primer lugar se describe la metodología SVAR, utilizada en la identificación de los shocks de gasto y de impuesto. A continuación se describe la metodología empleada en el cómputo de la elasticidad ingreso. Finalmente, en la sección IV se realiza una discusión de los resultados encontrados y su contraste con lo documentado en la literatura para el caso de la República Dominicana, así como las conclusiones. II. Revisión de literatura La literatura empírica de los efectos reales de la política fiscal se caracteriza por una importante heterogeneidad de los resultados en términos de la respuesta del PIB a cambios en las medidas del gasto público y los ingresos del gobierno. No obstante el amplio rango de multiplicadores estimados del gasto fiscal, la tendencia en la literatura resalta que la política tributaria tiene mayor impacto en la actividad real que la de gasto público. El enfoque narrativo consiste en acceder los registros de cambios de postura en la política fiscal, ya sea a través de variaciones en el gasto público o en los ingresos tributarios, e indagar si estos se deben a una respuesta al estado de la economía o no. En caso de que dichos cambios no se deban a variaciones en el estado de la economía, estos son fichados como cambios “exógenos” y son empleados para estimar la respuesta de la economía, en especial, la actividad real. Esta metodología ha sido utilizada por Ramey y Shapiro (1997); Edelberg, Eichenbaum y Fisher (1999); y Burnside, Eichenbaum y Fisher (2000), quienes concluyen en un crecimiento concomitante entre el gasto de defensa militar y el PIB para los Estados Unidos (Blanchard y Perotti, 2002). La metodología alternativa, y la más prolífera en términos de estudios por país, es la basada en SVAR. Este enfoque explota la incapacidad de la política fiscal de reaccionar contemporáneamente a cambios en el estado de la economía, al menos en frecuencias menores a un año, como artificio para identificar movimientos o choques exógenos en las variables fiscales. Los principales estudios de esta corriente son Blanchard y Perotti (2002), y Perotti (2004), quienes estudian los efectos de la política fiscal en Estados Unidos (EU). Oeconomia 153 A nivel empírico, la metodología SVAR utilizada en la investigación data inicialmente de Bernanke y Mihov (1998) para medir los efectos de la política monetaria. Según Blanchard y Perotti (2002): “el enfoque de SVAR propuesto para medir los efectos de la política monetaria, se adapta mejor al caso de la política fiscal por dos razones. Primero, las variables fiscales son influidas por múltiples factores, entre los cuales los asociados a la estabilización del producto no son los predominantes, es decir, hay choques fiscales exógenos respecto al PIB. Segundo, en contraste con la política monetaria, en los rezagos de implementación y en las decisiones de política fiscal hay poca o ninguna respuesta a movimientos inesperados en la actividad económica.” En los aspectos no tan positivos de la metodología se destaca la dificultad en la estimación consistente de las elasticidades asociadas a la respuesta automática de los ingresos y gastos tributarios a cambios en los estados de la economía. Asimismo, de acuerdo a Caldara y Kamps (2008), existen diferencias asociadas a las dimensiones consideradas en las definiciones de ingreso y gasto público, tomando como ejemplo las diferencias en los resultados de Blanchard y Perotti (2002) y Perotti (2004) para EU. Por otro lado, debe tomarse en cuenta también el ejemplo del análisis de impulso respuesta de Blanchard y Perotti (2002), que comprueba la sensibilidad del estudio a las ventanas de períodos considerados para EU. Esto se confirma con la inclusión de la década de los 50´s a su periodo inicial de 1960 - 1997, incrementando significativamente los multiplicadores de impuestos y gastos.2 Según Restrepo y Rincón (2005), la importancia del estudio de los choques de política fiscal surge de la necesidad de conocer a fondo la reacción de la demanda agregada, a partir de las decisiones del gobierno, para cumplir con las metas de política establecidas por los Bancos Centrales. En resumen, existe evidencia empírica para Estados Unidos (Blanchard y Perotti, 2002; Caldara y Kamps, 2008; Swisher, 2010), Croacia (Ravnic y Zilic, 2010), Italia (Giordano, Momigliano, Neri y Perotti, 2008), algunos países de la OCDE3 (Perotti, 2004), mientras que para el caso de países latinoamericanos tenemos a Brasil, Chile, México y Colombia (Restrepo y Rincón, 2005; Cerda, González y Lagos, 2005; Fonseca, Carvalho y da Silva, 2011). La Tabla 1 resume la respuesta estimada del producto a cambios en los ingresos y los gastos. En el caso de Caldara y Kamps (2008), la respuesta del PIB a un incremento en el gasto de gobierno en EU es positivo con un patrón que tiende a cero, el multiplicador llega a un máximo de alrededor de 2 luego de 3 o 4 años. Mientras que el valor de la respuesta del producto a un incremento en la tasa de tributo es cercano a cero, en base al acercamiento con la elasticidad 2 La serie de impuestos de EU tiene cambios importantes que explican el aumento de la elasticidad en el periodo que incluye la década de los 50. Un crecimiento de 26% en el segundo trimestre de 1950, y otro de 17% en el trimestre siguiente. Estos cambios se observan luego de una caída de 8% en el primer trimestre de 1950. 3 Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económico, OCDE. 154 Banco Central de la República Dominicana ingreso del producto bajo el mismo cálculo de Perotti (2004) de 1.85.4 Sin el uso del estabilizador automático, el impacto se mantiene positivo hasta que la elasticidad llega a 1.9, y la respuesta del PIB se vuelve negativa cuando la elasticidad pasa de 2. Estos resultados muestran la sensibilidad del estudio a los valores calibrados de la elasticidad ingreso del producto del acercamiento de Blanchard y Perotti (2002). Por otro lado, en base a una diferente interpretación de los choques de impuestos sobre el producto, Perotti (2004) toma el impacto de un recorte de tasas impositivas para compararlos con los resultados de choques de gastos para algunos países de la OCDE. La respuesta del producto a un recorte de tasas es pequeña y consistentemente positiva para Estados Unidos y Reino Unido, significativamente negativa para Alemania, Canadá y Australia. El choque de ingresos sobre la producción industrial en el caso de Croacia, Ravnic y Zilic (2010) encuentran un efecto negativo en los primeros tres meses del análisis que luego se torna positivo, pero con un efecto muy volátil. Luego de 10 meses el efecto no se anula por completo, lo que implica que el choque en las tasas de los impuestos tiene un impacto permanente en la cantidad de recaudaciones percibidas. Destacando que los diferentes tipos de ingresos tributarios no son estadísticamente homogéneos por diferentes razones, e incluyendo el número de reformas tributarias elaboradas en el periodo del estudio, Giordano, et. al (2008) encuentra, contra-intuitivamente para Italia, un efecto positivo y significativo sobre el PIB, sin embargo, este efecto es pequeño y transitorio, alcanzando un pico de 0.16% del PIB en el quinto trimestre, mientras que el choque de impuestos en las demás variables del estudio son pequeñas. Para el caso de América Latina (AL), Cerda, González y Lagos (2005) observan un choque positivo del ingreso por impuestos tiene un efecto negativo de baja magnitud sobre el producto durante un trimestre, para el caso de Chile, mientras que un choque positivo del gasto público tiene un efecto negativo y significativo sobre el producto inmediatamente en el primer trimestre. En un caso similar, los resultados de Restrepo y Rincón (2005) para el gasto público no concuerdan con los obtenidos por Cerda et al. (2005), no obstante si coinciden los efectos del ingreso sobre el producto. Restrepo y Rincón (2005) encuentran para Colombia que un aumento en el ingreso fiscal no tiene efecto alguno sobre el PIB, mientras que el gasto público tiene un efecto positivo de baja magnitud sobre el producto, pero altamente significativo.5 Esta elasticidad ingreso del producto es la respuesta automática de cambios inesperados en el PIB, se les utiliza como estabilizadores automáticos (Caldara y Kamps, 2008). 5 Para el caso de Colombia, Restrepo y Rincón (2005) por la naturaleza de la serie de tiempo se estima un SVEC porque las variables utilizadas en el modelo no son estacionarias y cointegran, es decir que poseen una relación estable de largo plazo, por lo que un SVAR no sería la correcta especificación dado que el término de corrección de errores no estaría incluido en el SVAR. 4 Oeconomia 155 Para la República Dominicana, Tejada (2012) aplica un modelo econométrico con el objetivo de estimar el multiplicador fiscal del gasto y el ingreso público en el PIB, el consumo privado y la inversión bruta fija. Concluye que los multiplicadores fiscales en RD son pequeños y de corta duración, y en línea con la teoría keynesiana, donde un incremento de 1% del gasto representa un incremento acumulado del consumo privado de 0.28% luego de un año, y por otro lado, el aumento de 1% de los ingresos supone una caída de la inversión equivalente a 0.51%. De la misma manera, Morla (2013) también sugiere que la respuesta de producto sigue el modelo keynesiano, donde un choque positivo al gasto induce aumentos graduales en el PIB durante los primeros tres trimestres, luego el efecto cae; y en el caso de los impuestos, presenta un efecto negativo sobre el producto, llegando a su efecto máximo entre el sexto y octavo trimestre. III. Estrategia empírica La estrategia empírica empleada para la cuantificación de los efectos de la política fiscal sobre la actividad económica es la propuesta por Blanchard y Perotti (2002) que consiste en la estimación de shocks fiscales, es decir, movimientos exógenos del gasto y los ingresos públicos. La estimación de estos shocks requiere imponer las restricciones apropiadas sobre las relaciones contemporáneas entre las variables fiscales y las variables macroeconómicas. Una vez obtenidos, la información contenida en las innovaciones estructurales son empleadas para cuantificar la respuesta del producto a cambios exógenos en la política fiscal. La representación básica del SVAR, en su forma reducida, propuesta por Blanchard y Perotti (2002) incluye un vector tridimensional ܻ௧ ؠሾܩ௧ ǡ ܶ௧ ǡ ܺ௧ ሿƲ en logaritmos trimestrales que incluyen el gasto gubernamental, ingreso fiscal y PIB, con residuos de forma reducida que tendrán correlaciones cruzadas contemporáneas distintas de cero determinadas por ܷ௧ ؠሾ݃௧ ǡ ݐ௧ ǡ ݔ௧ ሿƲ.6 ሺͳሻܻ௧ ൌ ܣሺܮǡ ݍሻܻ௧ିଵ ܷ௧ La recuperación de los shocks estructurales a partir de los residuos de forma reducida requiere establecer restricciones contemporáneas sobre las variables consideradas en el análisis. Estas restricciones toman en cuenta tanto la teoría económica como el comportamiento de los hacedores de política. La identificación propuesta por Blanchard y Perotti (2002) se basa principalmente en captar shocks estructurales no correlacionados entre sí ሺ݁௧ ǡ ݁௧௧ ǡ ݁௧௫ ሻ. A saber: ሺʹሻ݃௧ ൌ ܽଵ ݔ௧ ܽଶ ݁௧௧ ݁௧ ሺ͵ሻݐ௧ ൌ ܾଵ ݔ௧ ܾଶ ݁௧ ݁௧௧ ሺͶሻݔ௧ ൌ ܿଵ ݐ௧ ܿଶ ݃௧ ݁௧௫ Todos en términos reales y per cápita. El término ܣሺܮǡ ݍሻ permite la codependencia entre el coeficiente y un rezago en particular, se debe a la presencia de patrones estacionales en las variables. 6 7 156 Banco Central de la República Dominicana Donde ݁௧ son los shocks estructurales de interés. La ecuación (3) representa que cambios en los impuestos puede ser por tres factores, movimientos en el PIB ሺܾଵ ݔ௧ ሻ, la respuesta a cambios estructurales en el gasto ሺܾଶ ݁௧ ሻ y finalmente en los impuestos ሺ݁௧௧ ሻ. Las ecuaciones (2) y (4), del gasto y el producto respectivamente, captan en base a otras consideraciones, los efectos de los cambios en las variables especificadas. Los coeficientes ሺܽଵ ǡ ܾଵ ሻ representan las elasticidades del gasto e impuestos respecto del PIB. Al igual que en Blanchard y Perotti (2002) se considera que el gasto público no responde contemporáneamente a cambios en el producto. Por el contrario, se asume que los ingresos responden a las condiciones económicas de manera contemporánea, por lo que ܾଵ es estimada. En términos matriciales se tiene que: ݀ଵଵ Ͳ Ͳ ݁௧ ͳ Ͳ Ͳ ݃௧ Ͳ ൩ ݁௧௧ ሺͷሻ Ͳ ͳ ܾଵ ൩ ݐ௧ ൩ ൌ Ͳ ݀ଶଶ ܿଵ ܿଶ ͳ ݔ௧ Ͳ Ͳ ݀ଷଷ ݁௧௫ Uno de los principales problemas en la estimación de la especificación anterior es la dificultad de estimar correctamente la elasticidad ingreso-producto. En adición al problema de simultaneidad entre el ingreso por impuestos y el producto documentado ampliamente en la literatura, y que es resuelto mediante la estimación por variables instrumentales, existe una fuente de sesgo que conlleva estimaciones inapropiadas de dicha elasticidad. Este sesgo tiene su fuente en los cambios estructurales no considerados y asociados a cambios de nivel en la serie de ingresos tributarios producto de las múltiples reformas tributarias implementadas a lo largo de la muestra considerada. A lo largo de la muestra considerada, comprendida entre 1998 y 2013, en frecuencia trimestral, se registran 10 reformas impositivas. La Tabla 2 resume los principales cambios en la estructura impositiva en la República Dominicana. La estimación consistente de la elasticidad ingreso-producto requiere tomar en cuenta los cambios que la volatilidad en la estructura impositiva afectan su estimación. 3.1 Elasticidad ingreso del producto Las reformas tributarias son choques sobre las recaudaciones de impuestos. Los efectos de estos choques sobre el PIB tienen una alta importancia para los hacedores de política fiscal y monetaria por la utilidad al momento de la toma de decisiones, al igual que los choques de gasto. El cálculo de la elasticidad ingreso del producto capta el efecto automático de la política fiscal. La elasticidad con respecto al producto (ܾଵ ) por Blanchard y Perotti (2002), se calcula con la elasticidad por tipo de impuesto i (ߟ ் ǡ ) con respecto a su base impositiva, la elasticidad de Oeconomia 157 cada base i con respecto al producto (ߟ ǡ ) y h h representa la proporción que ocupa cada tipo de impuesto i con respecto al total de impuestos. h ሺሻܾଵ ൌ ߟ ் ǡ ߟ ǡ h Para la elaboración de una elasticidad ingreso del producto robusta con una baja volatilidad para RD fue necesaria la exclusión de los cambios estructurales en la serie tomada en cuenta producto de las renovaciones en la estructura impositiva aprobadas por el Poder Legislativo a lo largo de la muestra considerada. En la Tabla 4 se observa la elasticidad de cada partida de impuestos tributarios que compone la totalidad de las recaudaciones tributarias de RD, calculada con su base impositiva correspondiente y con la exclusión de los cambios estructurales producto de las reformas tributarias. El promedio ponderado de estas elasticidades es 1.51. En la Figura A1 se pueden apreciar los efectos de las reformas fiscales sobre las recaudaciones por tipo de impuestos. IV. Resultados En esta sección se presentan y discute los resultados obtenidos de la estimación del SVAR. El conjunto de información considerado contiene datos del gasto público total (corriente y de capital), ingresos tributarios (corrientes) y nivel de actividad económica, medido a través del PIB real. La muestra abarca el periodo 1998 - 2012 en frecuencia trimestral. La fuente de la información es el Ministerio de Hacienda y el Banco Central de la República Dominicana. En cuanto a los ingresos tributarios, tal como se mencionó en la sección anterior, son corregidos a través de la eliminación de los cambios asociados a las reformas tributarias a lo largo de la muestra considerada. La estimación del VAR irrestricto es basada en 4 rezagos tal como es sugerido por el contraste de Akaike y el contraste LM de no autocorrelación. A continuación se procedió a la estimación de los coeficientes de las relaciones contemporáneas, establecidas en la ecuación 5. Esta estimación se realiza condicional a la elasticidad ingreso – producto estimada en la sección 3.1. Los intervalos de confianza reportados son los de bootstrap. La Figura 2 muestra los resultados del ejercicio. Banco Central de la República Dominicana 158 Figura 1. Funciones Impulso Respuesta % Respuesta del PIB a un Choque de 1% del Gasto Público Total 0.14 IC Efron 95% 0.12 0.10 0.08 0.06 0.04 0.02 0.00 -0.02 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 Trimestres -0.04 Respuesta del PIB a un Choque de 1% de los Ingresos Públicos Totales % 0.2 0.1 0 -0.1 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 -0.2 Trimestres -0.3 -0.4 IC Efron 95% -0.5 -0.6 -0.7 Fuente: Elaboración Propia. Los principales resultados obtenidos por la metodología SVAR indican que el efecto del choque de 1% del gasto público total impulsa un aumento del producto de 0.08% al tercer trimestre, mientras que un choque de 1% en los ingresos públicos totales generan una disminución inmediata de -0.54% en el PIB. Se obtuvieron estas magnitudes en base a las transformaciones correspondientes de las series. La comparación de estos resultados con otros estudios realizados para el caso de la economía dominicana es complicada, debido a que estos no presentan los impactos de cambios en las variables fiscales sobre el producto en un formato que sea posible reconstruir la escala. No obstante, las diferencias en el caso de los shocks de gasto no son muy disímiles: estos no tienen un impacto importante sobre la dinámica del producto. No obstante, para el caso de los impuestos los resultados de Morla (2013) no muestran respuesta del PIB a shocks de impuestos (estadísticamente significativo), mientras que en el caso de Tejada (2012) la respuesta del PIB en términos acumulados es 50% menor al nivel estimado en este estudio. Oeconomia 159 V. Conclusiones La presente investigación consistió en la estimación de los efectos de la política fiscal sobre la actividad económica en la República Dominicana, para el periodo 1998 - 2012, tomando en consideración la influencia de los cambios de régimen en la evolución de los ingresos públicos debido a las reformas tributarias a lo largo del periodo de análisis. Los resultados arrojan una elasticidad ingreso-producto mayor a la estimada si no se tomara en consideración los efectos de los cambios en la estructura tributaria de la economía. Al estimar la respuesta del producto ante cambios en las variables fiscales, se encuentra que los shocks de ingreso tienen un efecto importante en la actividad económica, es decir, por cada punto porcentual de incremento exógeno en los ingresos tributarios, el PIB se contrae 0.54% en impacto. En términos de los shocks de gasto público, los efectos sobre el PIB se materializan con un rezago de tres trimestres, alcanzando un efecto máximo de 0.15% y diluyéndose rápidamente. Referencias Afonso, A. y Sousa, R.M. (2009). “The macroeconomic effects of fiscal policy”. Working Paper Series No. 0991. European Central Bank. Bernanke, B. y Mihov, I. (1998). “Measuring Monetary Policy”. The Quarterly Journal of Economics. Vol. 113. No. 3. pp. 869-902. Blanchard, O. y Perotti, R. (2002). “An Empirical Characterization of the Dynamic Effects of Changes in Government Spending and Taxes on Output”. The Quarterly Journal of Economics. pp. 1329-1368. Caldara, D. y Kamps, C. (2008). “What are the Effects of Fiscal Policy Shocks? A VAR Based Comparative Analysis”. Working Paper Series No. 877. European Central Bank. Cerda, R., González, H. y Lagos, L. (2005). “Efectos Dinámicos De La Política Fiscal”. Cuadernos De Economía. Vol. 42. pp. 63-77. de Paiva Fonseca, H.V., Carvalho, D.B., y da Silva, M.E.A. (2011). “The Dynamic Effects of Fiscal Shocks in Latin American Countries”. Dickey, D. y Fuller, W. (1981). “Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root”. Econometrica, Econometric Society, Vol. 49, No. 4, pp. 1057-72. Momigliano, S., Giordano, R., Neri, S., y Perotti, R. (2008). “The Effects of Fiscal Policy in Italy: Evidence from a VAR Model”. Bank of Italy Temi di Discussione. No. 656. Morla, F. (2013). “Efectos de la Política Fiscal en el producto: Un análisis SVAR para la economía dominicana”. Revista Oeconomia, Vol. VII. No. 3. Mountford, A. y Uhlig, H. (2008). “What are the Effects of Fiscal Policy Shocks?”. NBER Working Papers No. 14551, National Bureau of Economic Research, Inc. Banco Central de la República Dominicana 160 Perotti, R. (2004). "Estimating the effects of fiscal policy in OECD countries”. Working Papers No. 276, IGIER (Innocenzo Gasparini Institute for Economic Research), Bocconi University. Phillips, P. y Perron, P. (1986). “Testing for a Unit Root in Time Series Regression”. Cowles Foundation for Research in Economics, Yale University, Cowles Foundation Discussion Papers 795R. Restrepo, J. y Rincón, H. (2005). “Identifying Fiscal Policy Shocks in Chile and Colombia”. Banco Central de Chile. Working Paper No. 370. Swisher, S. (2010). “The Response of Output to Fiscal Policy in a VAR Framework: Two Alternatives for Identifying Shocks”. University of Wisconsin-Madison. Tejada, C.M. (2012). “Evaluación del impacto de los shocks de política fiscal en República Dominicana”. Primer Premio, Concurso Anual de Economía Biblioteca “Juan Pablo Duarte”. BCRD. Anexos Figura A1. Efectos de las Reformas Fiscales sobre las Recaudaciones por tipo de impuesto Impuestos sobre los Ingresos 3.0 2.5 2.0 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 Original Ajustado Impuestos sobre Patrimonio 3.0 2.5 2.0 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 Original Ajustado Oeconomia 161 Impuestos internos sobre mercancias y servicios 0.8 0.7 0.6 0.5 0.4 0.3 0.2 0.1 0.0 -0.1 -0.2 -0.3 Original Ajustado Impuestos sobre el comercio exterior 3.0 2.5 2.0 1.5 1.0 0.5 0.0 (0.5) (1.0) Original Ajustado Impuestos sobre las transferencias de bienes industriales y servicios 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 -0.4 Original Ajustado Fuente: Banco Central de la República Dominicana y cálculos de los autores. *Tasas de Crecimiento Interanual. Banco Central de la República Dominicana 162 Tabla 1. Respuesta a choques de ingresos y gastos Periodo País Blanchard y Perotti (2002) 1947 - 1997 Estados Unidos Caldara y Kamps (2008) 1955 - 2006 Estados Unidos 2.00 (13) 1960 - 1979 1980 - 2001 1960 - 1974 1975 - 1989 Perotti (2004)* 1960 - 1979 1980 - 2001 1961 - 1979 1980 - 2001 1960 - 1979 1980 - 2001 Giordano, Momigliano, Neri y Perotti (2008) 1982 - 2004 * Efectos en base a una reducción de impuestos. () Trimestre del efecto. a Tendencia Determinística. b Tendencia Estocástica. c En ausencia de estabilizador automático. Estados Unidos Alemania Australia Canadá Reino Unido Italia Gastos Ingresos 1.29 (15)a -0.78 (5)a 0.90 (2)b -1.33 (7)b 0.65c 1.13 (4) 0.69 (4) 0.31 (4) -0.43 (4) -0.41 (4) -0.19 (4) 0.40 (4) 0.03 (4) -0.10 (4) -0.38 (4) -0.28 (4) -0.36 (4) 0.59 (4) -0.03 (4) -0.28 (4) 0.30 (4) 0.48 (4) 0.11 (4) -1.23 (4) -0.32 (4) 0.60 (4) 0.16 (5) Oeconomia 163 Tabla 2. Principales cambios en la estructura impositiva de la RD Reformas Tributarias Impuestos: ISR, ITBIS y Patrimonio Ley 11-92 Se aplica un ISR por rangos al salario anual: hasta 60,000 (0%); excedente de 60,000 a 100,000 (15%); del excedente de 100,000 a 150,000 (más 6,000 cargo fijo, 20%); del excedente de 150,000 en adelante (más 16,000 cargo fijo, 30%). Ley 147-00 Se aplica un ISR por rangos al salario anual: hasta 120,000 (0%); excedente de 120,000 a 200,000 (15%); del excedente de 200,000 a 300,000 (20%); del excedente de 300,000 en adelante (25%). Se incrementa la tasa del ITBIS de 6% a 8%. Se incrementa la tasa del ITBIS de 8% a 12%. Ley 12-01 Se aplica 6% por Servicios de Publicidad. Se aplica un ISR por rangos al salario anual: hasta 240,000 (0%); excedente de 240,000 a 360,000 (15%); del excedente de 360,000 a 500,000 (20%); del excedente de 500,000 en adelante (25%). Ley 288-04 Se incrementa la tasa del ITBIS de 12% a 16%. Se incrementa la tasa de 6% a 16% por Servicios de Publicidad. Incremento de un 30% Selectivo y Tabaco y Alcoholes. Impuesto Selectivo sobre las Telecomunicaciones. Ley 557-05 Se aplica un ISR por rangos al salario anual: hasta 257,280 (0%); excedente de 257,280 a 385,920 (15%); del excedente de 385,920 a 536,000 (20%); del excedente de 536,000 a 900,000 (25%); del excedente 900,000 en adelante (30%). Se gravan 200 insumos y productos que estaban exentos. Impuesto de 17% por registro de propiedad de vehículo. Ley 495-06 Impuesto sobre los hidrocarburos. Se agrega el Impuesto Selectivo al Consumo (ISC) a la base imponible del ITBIS. Ley 172-07 y 175-07 Se aplica un ISR por rangos al salario anual: hasta 290,243 (0%); excedente de 290,243 a 435,364 (15%); del excedente de 435,364 a 604,672 (20%); del excedente de 604,672 en adelante (25%). Aplicación 1% del patrimonio activo de las empresas. Ley 139-11 Aplicación Impuestos sobre los Activos Financieros. Impuesto Específico a Banca de Apuestas. Se aplica un ISR por rangos al salario anual: hasta 399,923 (0%); excedente de 399,923 a 599,884 (15%); del excedente de 599,884 a 833,171 (20%); del excedente de 833,171 en adelante (25%). Ley 253-12 Se incrementa la tasa del ITBIS de 16% a 18%. Impuesto Adicional RD$2.0 al consumo del gasoil y gasolina premium-regular. Impuesto sobre las Emisiones de CO2. Banco Central de la República Dominicana 164 Tabla 3. Elasticidades ingreso del producto Blanchard y Perotti (2002) Perotti (2004) Caldara y Kamps (2008)* País Elasticidad Estados Unidos 2.08 Estados Unidos 1.85 Alemania 0.92 Australia 0.81 Canadá 1.86 Reino Unido 0.76 Estados Unidos 1.85 Italia 0.50 Croacia 0.95 Chile 1.31 Chile Colombia 3.03 1.87 Giordano, Momigliano, Neri y Perotti (2008) Ravnic y Zilic (2010) Cerda, González y Lagos (2005) Restrepo y Rincón (2005) * Toman el mismo valor calculado para Perotti (2004). Tabla 4. Elasticidad ingreso calculada por tipo de impuesto según su base impositiva Elasticidad Impuesto de la Renta sobre el PIB 1.52 Elasticidad Impuesto de Patrimonio sobre el PIB 1.83 Elasticidad Impuesto de Mercancía y Servicios sobre el Consumo 1.65 Elasticidad Impuesto de las Importaciones sobre el Total de Importaciones 1.16 Elasticidad Impuesto de las Exportaciones sobre el Total de Exportaciones 3.14 Elasticidad Otros Impuestos del Comercio Exterior sobre el PIB 0.26 Elasticidad Otros Impuestos sobre el PIB 0.37 Fuente: Elaboración propia. 165 El Gasto Social: Un Breve Análisis para la República Dominicana Por: Fidel E. Morla Martínez1 Año 2014, Vol. VIII, No. 2 I. Introducción La principal función de la política económica es maximizar el bienestar de un país de manera equitativa y sostenible, y normalmente utiliza indicadores como la pobreza o distribución de los ingresos para su diseño y ejecución. Como expresa Spiegel (2007), “el objetivo de la política económica consiste en maximizar el bienestar social duradero de manera equitativa y sostenible”. De esto parte que la desigualdad en el ingreso es uno de los elementos que tiene un papel importante en el conjunto de bienes y servicios que últimamente son subsidiados por el sector público. El gasto público en defensa, la policía y los bomberos, las carreteras, la ayuda exterior o investigación y desarrollo pueden incrementar la función de bienestar social agregada. No obstante, desde el punto de vista de los hogares, la incidencia de algunas políticas puede no ser significativa. En ese sentido, este artículo se enfoca en el gasto público orientado a la mejora de los ingresos de los hogares y a la provisión de bienes y servicios que incrementan su función de utilidad. Así, el gasto social puede ser definido formalmente como el mecanismo por el cual el Estado influye directamente en las condiciones de vida de la población, apuntando a la mitigación de la pobreza, la disminución de la inequidad y el fomento de la inclusión social (Lizardo, 2005; Martínez et al., 2013), tratando así de corregir los desequilibrios sociales. El objetivo principal de este estudio es analizar el Gasto Social (GS) en la República Dominicana (RD), incluyendo una comparación de las elasticidades respecto al Producto Interno Bruto (PIB). También se analizarán las elasticidades de las diferentes categorías del gasto social (educación, salud, seguridad y asistencia social, vivienda y otros),2 siguiendo el estudio realizado por Ruiz (2010), para verificar la prociclicidad o no del GS. La razón principal para escoger este enfoque es que existen estudios que contemplan el efecto económico de un buen gasto social y sus resultados en términos de equidad y bienestar, pero la literatura es escasa cuando se trata de verificar el comportamiento del GS respecto al ciclo. No obstante lo anterior, se mencionarán algunos de los efectos económicos positivos de la inversión social. División de Estudios Fiscales, Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos. Se agradece a Estefany Mercedes del mismo Departamento por su colaboración en la elaboración de la Nota Fiscal titulada “Impacto del Gasto Social”, que sirve como punto de partida de esta investigación. Para preguntas y comentarios escribir a [email protected]. 2 El rubro “Otros” incluye los gastos en: Deporte y Recreación, Alcantarillado y Aguas Potables, Servicios Municipales y Servicios a la Comunidad. 1 166 Banco Central de la República Dominicana Este estudio se divide como sigue: la sección II presenta algunos debates en torno al gasto social y su relación con la economía general, para mostrar en la sección III algunos hechos estilizados para la RD. La sección IV contiene un breve análisis estadístico de los datos, para presentar los resultados en la sección V. Por último, la sección VI presenta algunas conclusiones pertinentes. II. Discusión del tema en la literatura económica En la literatura existente, el tema de gasto social ha sido bastante estudiado desde diversos enfoques. Martínez y Collinao (2010), entre otros, conceptualizan el GS de forma general, para después analizar su estructura y diversas divisiones desde una perspectiva de cuentas nacionales. Explican que el mecanismo de influencia de la política social de un gobierno es bastante amplio. Sin embargo, aunque es la política quien instaura las directrices, son las instituciones gubernamentales las encargadas de concretar los lineamientos establecidos, principalmente a través de servicios públicos, programas, proyectos y actividades, utilizando para ello las asignaciones presupuestarias que se resumen contablemente en el llamado gasto público social. Ruiz (2010) presenta otra visión del debate sobre política social y argumenta que, utilizando sus distintos instrumentos de ingresos y gastos, podrá atender a las funciones de asignación de recursos, de redistribución de la renta y de estabilización macroeconómica. La tarea de estabilización económica por parte del accionar fiscal puede ser desarrollada a través de sus habituales tareas: i) como un productor de bienes y servicios y ii) como un redistribuidor de ingresos mediante acciones de política de tipo discrecional (operación de los llamados estabilizadores fiscales automáticos). Así, luego de este análisis, Ruiz (2010) concluye que el gasto público social es de vital importancia en el proceso de estabilización, ya que permitiría fortalecer los ingresos de individuos y familias con mayores restricciones de liquidez y, por lo tanto, con mayor volatilidad en sus consumos, lo que tiene efectos amplificadores del ciclo económico. Existen estudios que analizan cómo la política afecta el gasto social. Ejemplos de ello son Potrafke (2007) y Baqir (2002). El primero utiliza un panel datos para países miembros de la OCDE que incluye cinco variables políticas: año pre-electoral, año post-electoral, composición partidista, número de socios de la coalición y si el gobierno de turno tiene mayoría en las cámaras legislativas. Este autor encuentra que sólo las últimas dos tienen un impacto significativo en el gasto social. Por otro lado, Baqir (2002) utiliza información del GS del gobierno central de cien países para analizar porqué países con niveles económicos similares pueden diferir significativamente en los niveles de inversión social. Para ello utiliza un índice de democracia, basado en el teorema del votante mediano.3 Los resultados que obtienen indican 3 El Teorema del votante mediano afirma que "un sistema de elección basado en la votación mayoritaria escogerá el resultado más preferido por el votante mediano". Oeconomia 167 que, mientras mayor es este índice, es decir a mayor democracia, conduce a un aumento estadísticamente significativo en el gasto público para el sector social. Mostajo (2000) argumenta que aunque en Latinoamérica ha habido un crecimiento en la inversión social por parte del estado, principalmente en el combate contra la pobreza, aún falta camino para alcanzar los estándares de vida de los países de los países desarrollados. También menciona en su estudio que existen debilidades en materia equitativa, donde la desigualdad de los ingresos se ha incrementado o mantenido en la mayoría de países latinoamericanos. En cambio, Martínez et al. (2013) analizan el tema desde otra perspectiva, es decir, a diferencia de lo que comúnmente se estudia de que el crecimiento económico provee cierto bienestar en la población, estos autores estudian el impacto económico (en términos de crecimiento y desarrollo) que tiene una buena política social, tanto pública como privada. Para el caso dominicano, se destacan los estudios de Lizardo (2005), Aristy et al. (2001) y Marcelino et al. (2012). Lizardo (2005) realiza un análisis en el que explica que el GS es el mecanismo por excelencia que tienen los gobiernos para mejorar las condiciones de vida de la población y que para RD es relativamente bajo, lo que es reflejo de la baja prioridad del gasto social en el gasto total. También encuentra que el gasto social se ha comportado de manera procíclica entre 1995 y 2005. El autor concluye que el Estado deberá aumentar el volumen de recursos destinados a los sectores sociales, en particular, educación, salud y seguridad social, tanto en el corto como en el mediano plazo. El estudio de Aristy et al. (2001) realizan un exhaustivo resumen de la evolución de las condiciones sociales dominicanas (principalmente salud y educación) y luego explican de forma detallada el comportamiento del gasto social público. Estos autores discuten también ciertas medidas para mejorar la eficiencia del gasto en salud y en educación, explicando los beneficios de dicha mejora. En la investigación de Marcelino et al. (2012) se examina el comportamiento del gasto social en relación a los ciclos económicos y electorales, teniendo en consideración el tipo de régimen y otras variables relacionadas a diversos elementos políticos y económicos de RD entre 1976 y 2010. A través de una aproximación teórica y empírica, se evalúa la incidencia estas variables en el gasto social y se encuentra que la variable democracia es la única variable significativa. Partiendo de la base de lo obtenido por estos estudios, en el presente se busca obtener las elasticidades del GS respecto al PIB. De esta manera se verificaría cómo se comporta el gasto social y sus diferentes componentes ante variaciones del producto. III. Hechos estilizados: la República Dominicana dentro de Centroamérica 3.1 Evolución del gasto social Durante los últimos cuarenta años, la RD ha experimentado cambios importantes en los aspectos demográfico, económico y social. Por ejemplo, duplicó su población de poco más de Banco Central de la República Dominicana 168 cinco millones en 1975 a casi de diez millones y medio de habitantes en 2013 y pasó de ser una economía enfocada a la agricultura y manufactura, a una economía de servicios.4 Por su parte, el gasto social público también se incrementó en estas últimas cuatro décadas, al pasar de un 4.8% a un 9.0% del PIB, siendo éste último año un tope histórico. No obstante a este aumento significativo, el GS dominicano ha sido históricamente bajo si se compara con los demás países de la región centroamericana (Ver Tabla 1). Lizardo (2005) menciona que esta situación de baja inversión social es producto de un rezago social e institucional en relación a los avances experimentados en el ámbito económico. Las razones más importantes de esto son que, por un lado, se tiene un presupuesto caracterizado por brindar prioridad a otras áreas y, por otro lado, la asignación creciente trasferencias al sector eléctrico, así como una asignación de recursos significativa destinada al servicio de la deuda5 Adicionalmente, la sosegada implementación de las reformas institucionales necesarias para eficientizar el aparato público dificulta la entrega equitativa y oportuna de servicios sociales de calidad. Con relación a esto, Mostajo (2000) caracteriza el GS desde dos tipos de prioridades: primero está la Prioridad Macroeconómica, que se define como la inversión social como proporción del PIB y, segundo, la Prioridad Fiscal que se mide respecto al Gasto Público Total (GPT). El autor proporciona tres rangos para definir si el GS es alto, medio o bajo: x x x Alto: GS/PIB > 13% PIB [60% GPT]; Medio: GS/PIB | 9-13% PIB [45-60% GPT]; Bajo: GS/PIB < 9% PIB [45% GPT]. Tabla 1. Prioridad del gasto social: 1991 - 2010 Prioridad Macroeconómica 2001 - 2005 Prioridad Fiscal 1991 - 1995 1996 - 2000 2006 - 2010 1991 - 1995 1996 - 2000 2001 - 2005 2006 - 2010 CR 15.4 16.7 18.2 19.8 67.2 67.4 67.5 72.5 ES 4.6 7.6 11.1 12.2 25.8 34.8 42.1 44.0 NIC 6.7 7.4 9.6 12.1 38.5 37.5 43.4 52.3 HON 6.0 6.2 9.5 11.0 39.4 41.0 50.2 51.5 RD 4.3 5.1 6.7 8.0 38.6 37.5 40.2 45.6 GUA 4.4 5.9 7.3 7.5 35.8 44.3 51.4 52.9 CR: Costa Rica; ES: El Salvador; NIC: Nicaragua; HON: Honduras; RD: República Dominicana; GUA: Guatemala. Fuente: CEPAL y BCRD. Como se percibe en la Tabla 1, en la RD el GS refleja una Prioridad Macroeconómica baja debido a que, durante el periodo 1991 - 2010, nunca llegó a exceder el 9% del producto, incluso En el 2012, el sector servicios representó un 62.2% del PIB versus 46.9% en 1975. Las transferencias al sector eléctrico en promedio fueron 6.4% y para el servicio de deuda en torno al 19.0% del GPT entre 1997 2012. 4 5 Oeconomia 169 considerándose un período más amplio, el GS como porciento del PIB sólo alcanza el rango medio de 9% en el 2013. Sin embargo, desde el punto de vista de la Prioridad Fiscal, la tendencia ha sido de constante aumento en las últimas dos décadas, y el GS como proporción del GPT pasó de uno de los más bajos en Centroamérica durante 1991 - 1995 (35.8%), hasta llegar a lo considerado como un gasto social medio (45.6%) entre 2006 - 2010. Figura 1. Gasto social en la República Dominicana (1975 - 2013) % del PIB % de Gastos Totales 10.0 9.0 8.0 7.0 6.0 5.0 4.0 3.0 2.0 1.0 - 55.0 50.0 45.0 40.0 35.0 30.0 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013 25.0 Fuente: BCRD. En la Figura 2 se muestra el GS per cápita de RD y de algunos países centroamericanos. Entre 2000 y 2010, este indicador casi se duplica en el caso dominicano, al pasar de US$191 a US$347. Costa Rica sobresale con US$1,224 per cápita en 2010, situándose entre los más altos, no sólo de Centroamérica, sino de toda América Latina. Figura 2. Gasto social por habitante, US$ 2000 721 CR 1,224 237 SAL 383 191 RD HON 347 97 184 137 183 GUA NIC Fuente: Datos de la CEPAL. 2010 70 157 Banco Central de la República Dominicana 170 3.2 Composición del gasto social La composición del gasto social dominicano no ha variado significativamente en los últimos cuarenta años. El gasto en Educación ha oscilado entre el 25.5% y 45.5% del GS en el período 1975 - 2013, encontrándose su valor máximo en 2013. En promedio, el gasto en educación ha representado un 32.1% del gasto social total. En cambio, el gasto dedicado al sector salud se ha mantenido fluctuando alrededor del 20.5 por ciento. La partida que si ha cambiado de forma sustancial es la correspondiente a Seguridad y Asistencia Social, la cual fue 15.6% para el periodo 1975 - 1984, baja a 10.2% entre 1985 - 1994, para luego elevarse a un 26.7% entre 2005 2013. Los recursos por parte del gobierno dedicados al sector vivienda han venido reduciéndose a partir de 1995, cuando llegó a ser un 11.8% del gasto social total, a ser sólo 0.6% en 2013. Tabla 2. Composición del gasto social: % Gasto Social, 1975 - 2013 1975 - 1984 1985 - 1994 1995 - 2004 2005 - 2013 1975 - 2013 Educación 37.1 27.9 33.9 29.7 32.1 Salud 19.6 20.6 21.9 19.9 20.5 Seguridad y Asistencia Social 15.6 10.2 16.0 26.7 17.1 Vivienda 8.3 15.0 7.1 3.2 8.4 Otros 19.5 26.2 21.1 20.5 21.8 Total 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 Fuente: BCRD. Al observarse la composición del GS respecto al PIB, se verifica que el GS ha sido bajo. No obstante, se percibe un aumento sostenido a lo largo de todo el periodo al pasar de 4.0% entre 1975 - 1984 hasta 8.3% entre 2005 - 2013. Todas las partidas han exhibido aumentos significativos, a excepción del gasto en vivienda. Tabla 3.Composición del gasto social: % PIB, 1975 - 2013 Educación Salud Seguridad y Asistencia Social Vivienda Otros Total Fuente: BCRD. 1975 - 1984 1.5 0.8 1985 - 1994 1.3 0.9 1995 - 2004 1.9 1.2 2005 - 2013 2.4 1.6 1975 - 2013 1.7 1.1 0.6 0.5 0.9 2.1 1.0 0.4 0.8 0.7 1.2 0.4 1.2 0.3 2.0 0.4 1.3 4.0 4.5 5.6 8.3 5.6 IV. Datos y análisis estadístico Para esta investigación se utiliza información del Banco Central de la República Dominicana (BCRD) en frecuencia anual desde 1975 hasta 2013. Las variables utilizadas para el análisis son el PIB, el GPT y el Gasto Social y sus divisiones (Gasto en Educación, Salud, Seguridad y Asistencia Social, Vivienda y Otros Gastos Sociales). Todas las variables son ajustadas por el Oeconomia 171 deflactor del PIB, con el fin de expresarlas a precios de 1991, y luego transformadas en logaritmos. Tabla 4. Prueba de raíz unitaria: DFA Variable C Niveles CT GPTt GSt EDt SALt SASt VIVt OTt Yt N 0.9949 0.0412 0.9979 0.9985 0.1572 0.9980 0.9664 0.5780 0.9778 0.8380 0.0787 0.9691 0.9141 0.6856 0.9594 0.1019 0.2153 0.4564 0.8753 0.0706 0.9529 0.9940 0.8599 1.0000 H0: Series tienen raíz unitaria Prob < 0.05 indica rechazo de H0. Primera Diferencia C CT N 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0016 0.0000 0.0000 0.0001 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0832 0.0000 0.0000 0.0000 0.0003 0.0015 0.0000 0.0005 0.0008 0.0139 N: Ninguno; C: Constante CT: Constante y tendencia Fuente: Elaboración propia. Es necesario destacar que, en el momento de realizar estimaciones econométricas, es de gran importancia conocer las propiedades de estacionariedad de las variables para poder prevenir falsos coeficientes sobre la relación entre éstas (Mahadeva y Robinson, 2004). Para ello, se efectúan las pruebas de raíz unitaria de Dickey y Fuller (1981), las cuales evidencian la estacionariedad de las series utilizadas en el análisis. De la Tabla 1 se constata que las variables utilizadas son estacionarias en primera diferencia, es decir, integradas de orden 1 en niveles. V. Resultados Los principales resultados obtenidos se presentan en la Tabla 5, dónde se presentan los valores estadísticamente significativos. La primera conclusión resultante es que, para RD, el gasto social es procíclico, ya que, al tener una elasticidad positiva (1.5005), cuando el PIB exhibe crecimiento de 1%, el GS aumenta en 1.5%. Este resultado es similar al encontrado por Ruiz (2010) quien encuentra que esta elasticidad es 1.4001 para RD. Tabla 5. Elasticidad GS-PIB PIB GSt EDt SALt SASt VIVt OTt 1.5005 1.4173 1.5290 2.0100 0.6151 1.5791 Nota: H>0 indica prociclicidad. H<0 indica contraciclicidad. Fuente: Elaboración propia. Banco Central de la República Dominicana 172 En lo que se refiere a los diferentes componentes del GS, la elasticidad correspondiente al gasto en educación es 1.4173, valor similar al 1.1155 encontrado por Ruiz (2010), y que refleja una prociclicidad muy parecida a la del gasto social total. Por otro lado, si se observa el gasto en salud, la elasticidad encontrada es de 1.5290, comparado con el 1.4426 de Ruiz (2010). El gasto en vivienda presentó la elasticidad más baja con 0.6151, mientras que el gasto en seguridad y asistencia social resultó ser el más procíclico, con un valor de 2.01. Estos resultados también son verificables en la Figura 3, donde se refleja que en periodos de crecimiento económico el gasto social se eleva y viceversa. Tanto Martínez y Collinao (2010) como Ruiz (2010) afirman que esta prociclicidad, no sólo del gasto social sino también del gasto total, es un hecho encontrado en casi la totalidad de la literatura para América Latina. Estos autores argumentan que las causas principales de este comportamiento por parte del gasto social ante el ciclo económico pueden explicarse por varias razones entre las que destacan: i) los débiles instrumentos de política económica; ii) la estructura económica; iii) la volatilidad externa; y iv) los elementos de economía política. Figura 3. Crecimiento económico y crecimiento del gasto social 8.0 6.0 4.0 2.0 0.0 -2.0 -4.0 -6.0 -8.0 PIB GS 100.0 80.0 60.0 40.0 20.0 0.0 GS PIB 12.0 10.0 -20.0 -40.0 -60.0 -80.0 Fuente: Elaboración propia. Un hecho importante que debe considerarse es que los ingresos fiscales fluctúan de acuerdo al ciclo económico, haciéndose aún más fuerte para aquellos tributos que gravan las actividades más cíclicas, como por ejemplo los impuestos a los bienes de lujo. De aquí, sale a relucir otra sub-causa de que en la mayoría de las decisiones de política fiscal no se tomen en cuenta ciertas medidas que permitan suavizar los efectos de los ciclos económicos o de negocios, es decir oscilaciones transitorias del nivel de actividad, sobre los ingresos y gastos públicos que automáticamente ocurren en situaciones de recesión (expansión) de la actividad económica. Esto último agrava aún más el problema de la prociclicidad del gasto (Mostajo, 2000). Oeconomia 173 Por otro lado, Martínez et al. (2013) evalúan que una de las características que más influyen en el carácter cíclico de la política social en Latinoamérica está relacionada a cuestiones de economía política. Explican esto por el hecho de que los hacedores de política a veces se manejan en un ambiente de presiones políticas, lo que puede resultar en un Estado que aumenta el gasto público en situaciones de expansión económica. VI. Conclusión La política fiscal, a través de sus ingresos y gastos, puede atender a las funciones de asignación de recursos, redistribución de la renta y estabilización macroeconómica. En ese sentido, se espera que un alto nivel de fondos públicos asignados al sector social produzca un impacto positivo en la economía, lo que convierte al gasto social en una herramienta efectiva de política económica cuyo principal objetivo es maximizar el bienestar social de la población. Partiendo de esa idea, este estudio analiza el gasto social en la República Dominicana para el periodo 1975 - 2013. Los resultados revelan que, tanto el gasto social total, así como sus sub partidas, tienen una elasticidad positiva con el PIB, es decir, se comportan de forma procíclica. Tabla 6. Elasticidad GS-PIB GSt EDt SALt SASt VIVt OTt Elasticidades 1.5005 1.4173 1.5290 2.0100 0.6151 1.5791 Ruiz (2010) 1.4001 1.1155 1.4426 - Nota: H>0 indica prociclicidad. H<0 indica contraciclicidad. Fuente: Elaboración propia. En su estudio sobre prociclicidad de la política fiscal, McManus y Ozkan (2012) muestran algunas consecuencias de esta problemática. Primero, encuentran que niveles más altos de prociclicidad fiscal dan lugar a menores niveles de crecimiento económico, y que reviste de un costo importante el mantenimiento de las políticas sociales. Segundo, los autores observan en sus resultados que los países fiscalmente anticíclicos crecen a tasas medias anuales más altas que los países fiscalmente procíclicos. Tercero, McManus y Ozkan (2012) examinan la posible relación entre la prociclicidad fiscal y la volatilidad del crecimiento económico y notan que un país que lleva a cabo una política fiscal procíclica, exacerbará el ciclo económico y por lo tanto aumentará la volatilidad de las tasas de crecimiento de la economía. Sabiendo esto, debe evitarse que el GS sea procíclico, ya que como el gasto social es un componente importante del gasto total, y también es la forma en que el Estado llega directamente a la sociedad, puede causar distorsiones no deseadas en la economía. Banco Central de la República Dominicana 174 Finalmente, la política social tiene impactos importantes en la economía, mayor aún en las localidades donde se implementa directamente (Martínez et al., 2013). También es previsible que una mejora social y redistribución de ingresos genere efectos económicos positivos en el mediano y largo plazo y, aunque no es el motivo principal de esta investigación, se presenta un resumen de algunos impactos económicos importantes que podría tener el gasto social orientado a cada subsector. Tabla 7. Algunos impactos económicos de las funciones sociales del gasto público Función Social Educación Salud Seguridad alimentaria y nutricional Protección social Protección del medioambiente Vivienda y servicios relacionados Cultura y recreación Impacto Económico La teoría de capital humano es el principal marco teórico bajo el cual se puede ver que la educación tiene impacto económico. La educación fomenta la productividad de los trabajadores, lo que hace que estén más capacitados y habilitados para el mercado laboral, lo que tendría un impacto positivo en el crecimiento económico. La inversión en salud genera un incremento en la capacidad productiva, con beneficios para las personas y para las unidades productivas. En economías modernas, las clínicas privadas y las aseguradoras de salud generan un impacto en el sector privado y en la economía de países. Tanto la desnutrición como el sobrepeso y obesidad generan costos personales y sociales, ergo su disminución supone ahorros directos para la economía de los países en los rubros de salud, educación y particularmente en productividad. A su vez implica incentivos en sectores claves de la economía, como son la producción y distribución de alimentos. Al asegurar un nivel mínimo de recursos a las personas y mitigar los efectos de las crisis económicas o del desempleo, facilita el mantenimiento de un nivel mínimo de consumo en la población, inyectando recursos directamente al mercado por la vía de la demanda. Asimismo, tiene un efecto directo en el empleo, en la medida que entre sus funciones está la regulación del mercado laboral y con ello la promoción del empleo decente. A través de estrategias para reducir la contaminación, la protección del medio ambiente puede tener un impacto económico. Así también, hay un posible impacto en el sector construcción con el “enverdecimiento” de las viviendas y edificios. Impacto indirecto a través del gasto en vivienda afecta el sector construcción, el cual tiene una importante participación en el PIB de la región. El sector público genera alianzas con el sector privado para la ejecución de proyectos de infraestructura los que incluyen a vivienda. La producción de bienes y servicios culturales lleva generalmente a la activación de actividades económicas privadas. Por ejemplo a través de las remuneraciones pagadas en el empleo privado. Fuente: Martínez et al. (2013). Oeconomia 175 Referencias Aristy, J., Mena, R. y Médez, A. (2001). “Racionalización Presupuestaria y Política de Gasto Público”. Fundación Economía y Desarrollo. Baqir, R. (2002). “Social Sector Spending in a Panel of Countries”. IMF Working Papers WP/02/35, Research Department, International Monetary Fund. Lizardo, J. (2005). “El Gasto Social en la República Dominicana 1995 - 2005: tendencias y desafíos”. Secretariado Técnico de la Presidencia de República Dominicana, Unidad de Análisis Económico, Texto de Discusión 2. Marcelino, M., Jiménez, F. y Lamarche, D. (2012) “Gasto social, democracia y ciclo político en República Dominicana: 1976 - 2010”. Observatorio Político Dominicano, Fundación Global Democracia y Desarrollo. Martínez, R. y Collinao, M.P. (2010). “Gasto social: modelo de medición y análisis para América Latina y el Caribe”. Publicaciones de las Naciones Unidas LC/L.3170-P, N.Venta S.09.II.G.145. Martínez, R., Palma, A., Flores, L. y Collinao, M.P. (2013). “El impacto económico de las políticas sociales”. CEPAL, Colección Documentos de proyectos LC/W.531. McManus, R. y Ozkan, F.G. (2012). “On the Consequences of Procyclical Fiscal Policy”. Discussion Papers 12/34, Department of Economics, University of York. Mostajo, R. 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Introducción Entre los bancos centrales que tienen como estrategia un Esquema de Metas Explícitas de Inflación (EMI), la tasa de interés de corto plazo suele ser el instrumento a través del cual se comunica la posición de la política monetaria. A partir del año 2004 en la República Dominicana se inicia la operación de un corredor de tasas de interés, el cual tenía como techo la tasa de interés de las facilidades de liquidez a las entidades financieras (Lombarda) y como base, la tasa de interés de los depósitos remunerados de corto plazo (Overnight). Esta última servía como tasa de referencia de política monetaria. Desde febrero 2013, con la adopción del EMI, el corredor de tasa fue transformado y está compuesto por una Tasa de Política Monetaria (TPM), que es el centro del corredor; un techo y una base que son la tasa de interés más alta de las facilidades permanentes de repos y la tasa de interés mínima de las facilidades permanentes de depósitos, respectivamente. En este sentido, el estudio del canal de tasas de interés es de suma importancia para el diseño e implementación de la política monetaria. Como parte de la agenda de investigación Banco Central de la República Dominicana, se contempla el análisis del mecanismo de transmisión de la tasa de interés de política a las demás tasas de interés del mercado y a las variables macroeconómicas, específicamente, el producto, el empleo y la inflación. Nuestro primer estudio, versará sobre la primera etapa del canal de tasas de interés, que es el traspaso de la TPM a las tasas de interés de largo plazo del mercado. Dentro de este estudio, se toca el tema de la exogeneidad de las decisiones de política monetaria. En otras palabras, el estudio busca determinar si las variaciones de la TPM se determinan de manera endógena, siguiendo simultáneamente las pautas del mercado o de forma exógena, donde es el mercado que sigue la pauta del Banco Central. Si se cumple esta última, podemos afirmar que la TPM es una variable débilmente exógena. Además, es importante determinar si los cambios en los parámetros de la distribución de la TPM afectan el traspaso a las tasas del mercado. Si el coeficiente de traspaso es invariante ante cambios en los parámetros de la Tasa de Política Monetaria (TPM) se cumple la condición de invarianza. La combinación de la exogeneidad débil e la invarianza nos da la condición de superexogeneidad. En este contexto, el objetivo de este artículo es comprobar si la Tasa de Política Monetaria (TPM) del Banco Central de la República Dominicana (BCRD) tiene un comportamiento superexógeno. 1 División de Investigación Económica, Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos. Para preguntas y comentarios escribir a [email protected]. 178 Banco Central de la República Dominicana Para lograr este objetivo se utilizan dos metodologías de estimación econométrica. La primera metodología, Vectores de Corrección de Errores (VEC, por su sigla en inglés) de Johansen (1988), permite evaluar si la TPM es débilmente exógena. La segunda, consiste en estimaciones uniecuacionales siguiendo la metodología de lo particular a lo general de Benerjee (1993), la cual se utiliza para probar la invarianza. Como mencionamos anteriormente, desde enero 2004 a febrero 2013, los hacedores de política monetaria han utilizado como variable de referencia la tasa overnight o de depósitos remunerados de corto plazo. Desde febrero 2013, el Banco Central fija una Tasa de Política Monetaria (TPM). Estas tasas, sin embargo, tienen poca validez econométrica ya que son variables discretas. Por esta razón, los estudios de traspaso de tasas de interés utilizan como proxy de la TPM la tasa de interés interbancaria. Considerando estos antecedentes, y el hecho de que la tasa interbancaria de la República Dominicana tiene un comportamiento similar a la tasa overnight y/o TPM, se utiliza esta tasa como proxy. Los contrastes de exogeneidad débil e invarianza se corren con las tasas de interés activas a 90 días, a 180, a 360 días, a 2 años y a 5 años. Este artículo se encuentra dividido de la siguiente manera. El capítulo dos aborda todo lo relativo al concepto de superexogeneidad, a nivel conceptual y metodológico. El capítulo tres contiene los resultados de los contrastes para el caso de República Dominicana. Por último, en el capítulo IV se presentan las conclusiones del artículo. II. Superexogeneidad: concepto y metodología 2.1 Concepto La superexogeneidad es un concepto interesante de la literatura econométrica, y a la vez, una propiedad deseable en los modelos de evaluación de política. Si los instrumentos de política son superexógenos, esto significa que el hacedor de política tiene una estimación precisa de los efectos de sus decisiones en la economía. La superexogeneidad es la combinación de la exogeneidad débil, condición necesaria para lograr una estimación consistente en muchos modelos, y la invarianza, que significa que los cambios en los parámetros de las distribuciones de las variables independientes (dentro de éstas, las variables que son instrumentos de política) no tienen efectos en los parámetros de los modelos condicionales. En el caso de la política monetaria, lo deseable es que la TPM sea superexógena para poder evaluar sus efectos en las tasas de interés del mercado, en el producto, en el empleo y especialmente en los precios. La superexogeneidad, al igual que cualquier tipo de exogeneidad, solo puede ser evaluada en un contexto determinado; esto es, para un parámetro de interés y un conjunto de información dado. Como este artículo es parte de una investigación sobre la primera etapa del canal de tasas de interés, el traspaso de la Tasa de Política Monetaria a las tasas de interés del mercado, se evalúa la superexogeneidad de la TPM en el contexto de las Oeconomia 179 tasas de interés del mercado y condicional al coeficiente de traspaso de tasa de interés, que es nuestro parámetro de interés. En términos formales, el punto de partida para definir la superexogeneidad es la distribución conjunta de ܴ௧ , tasas de interés nominal del mercado y de ݅௧ Tasa de Política Monetaria (TPM), condicional a un conjunto de información ࣠௧ Ǥ ሺͳሻܦோת ሺܴ௧ ǡ ݅௧ ȁ࣠௧ Ǣ ߣ௧ ሻ ൌ ܦோȀூ ሺܴ௧ ȁ݅௧ ǡ ࣠௧ Ǣ ߣଵ௧ ሻܦ ሺ݅௧ ǡ ࣠௧ Ǣ ߣଶ௧ ሻ Donde ܦோת denota la distribución conjunta de ܴ௧ e ݅௧ ǡ ܦோȀூ la distribución de la tasa de interés del mercado ܴ௧ condicional a la TPM y ܦ distribución marginal de la tasa de interés de política. El conjunto de parámetros de ܦோת se denota por ߣ௧ , los parámetros de la ܦோȀூ por ߣଵ௧ , y los parámetros de ܦ por ߣଶ௧ . El primer componente de la superexogeneidad es la exogeneidad débil, la cual es definida por Engle, Hendry y Richard (1983) de forma condicional a un conjunto de parámetros lj de la siguiente manera: a) El conjunto de parámetros lj es una función del conjunto de parámetros del modelo condicional,ߣଵ௧ Ǥ b) ߣଵ௧ y ߣଶ௧ son variation-free para ݅௧ Ǥ Si asumimos que ߣଵ௧ y ߣଶ௧ son escalares, podemos afirmar que son variation-free para ݅௧ , siempre que ߣଵ௧ = ࢥߣଶ௧ , donde ࢥ es un escalar desconocido. Claramente, para los periodos en los cuales ߣଶ௧ (parámetro del modelo marginal) es constante, no hay información útil para la estimación de ߣଵ௧ . Es claro que el concepto variation-free no significa que los parámetros del modelo condicional sean invariantes ante cambios en los parámetros del modelo marginal. Si este fuera el caso, estaríamos en presencia de invarianza. ሺʹሻߣଵ =Ԅ௧ ߣଶ௧ para todo ݐ El concepto de invarianza nos dice que el coeficiente de traspaso, que mide la magnitud del efecto de la política monetaria en las tasas de interés del mercado, no es afectado por los cambios de régimen de la política monetaria. Concretamente, cambios en la media, la varianza y otros momentos de la distribución de la TPM no afectan el coeficiente de traspaso. 2.2 Metodología Para contrastar la hipótesis de superexogeneidad se necesita utilizar dos tipos de pruebas, uno para evaluar la exogeneidad débil y otro para la invarianza. En el primer caso, el contraste de exogeneidad débil, se estiman los VEC. En el segundo caso, se estiman modelos uniecuacionales para evaluar la invarianza, siguiendo el método de lo particular a lo general. Los modelos VEC tienen la siguiente estructura: Banco Central de la República Dominicana 180 ିଵ ሺ͵ሻοݔ௧ ൌ ߨݔ௧ିଵ ߬ οݔ௧ି ߝ௧ ୀଵ Donde ݔ௧ ൌ ሾܴ௧ ǡ ݅௧ ሿ; c, un vector de constantes de dimensión (2x1); ߨǡ una matriz de dimensión (2x2);߬ una matriz de dimensión (2px2p), ǡes el número de rezagos. El vector de residuos (ߝ௧ ሻ tiene dimensión 2x1 y cumple con los supuestos de identidad distributiva, normalidad e independencia. Bajo estos supuestos, la estimación de máxima verosimilitud de la ecuación 3 es consistente y eficiente. Por consiguiente, podemos hacer inferencia sobre las estimaciones, especialmente, sobre el rango de la matriz ߨǡque nos permite determinar si ܴ௧ ݅௧ están cointegrados. Siguiendo a Johansen (1988) se aplica el contraste de la traza sobre las estimaciones de la expresión 3 para determinar el rango de ߨǤ ሺͶሻߣ ்௭ ሾܪሺ ݎ ͳሻଵ Τܪሺݎሻሿ ൌ െܶ ሺͳ െ ߣሚሻ ୀାଵ Donde ݎes el número de la relación de cointegración o rango de la matriz ߨ; T el número de observaciones y ߣሚ autovalor estimado. Primero se contrasta la hipótesis nula de ausencia de cointegración ݎൌ Ͳǡ contra la alternativa existencia de una relación de cointegración ሺ ݎൌ ͳሻ. Luego, bajo la hipótesis nula ݎൌ ͳ podemos contrastar la hipótesis de ݎൌ ʹǤEn nuestro caso, tenemos solo dos variables y, por consiguiente, si en el segundo paso se rechaza la hipótesis nula de ݎൌ ͳǡ ߨ tendría rango completo y ሾܴ௧ ǡ ݅௧ ሿ serían variables estacionarias. Por ende, existe una relación de largo plazo o cointegración si el rango de la matriz ߨ es igual a uno. Bajo la hipótesis de cointegración, ߨ ൌ ߙߚ ᇱ ǡdonde ߙ ൌ ሾߙோ ǡ ߙ ሿes el vector de coeficientes de ajuste y ߚ es la relación de largo plazo o vector de cointegración. Siguiendo a Johansen y Juselius (1990), se prueba la hipótesis de exogeneidad débil, la cual es equivalente a contrastar la siguiente restricción a la matriz ߨ: ሺͷሻߙ ൌ ሾߙோ ǡ Ͳሿ y ߚ ᇱ ൌ ሾͳǡ ߚ ሿ Si el cociente de máxima verosimilitud no permite rechazar la hipótesis nula expresada en (5), se puede afirmar que la tasa de política es débilmente exógena condicional a la información disponible en las tasas de interés y al coeficiente de traspaso. Por tanto, solo nos queda contrastar la invarianza del coeficiente de traspaso. Para probar la invarianza se estima el siguiente modelo: ሺሻοܴ ൌ ߛ ߙሺܴ௧ିଵ െ ߚ݅௧ିଵ ሻ ߮௦ ο݅௧ି௦ ߠ௦ οܴ௧ି௦ ߜଵ ሺߤ௧ο ሻଶ ߜଶ ߪ௧ο ߜଷ ߤ௧ο ߪ௧ο ߝ௧ ௦ୀ ௦ୀଵ La ecuación (6) es una estructura que permite estimar simultáneamente la relación de largo y corto plazo. Además, se puede evaluar la invarianza al incorporar el segundo momento de la TPM, la varianza e interacción entre la media y la varianza. La idea de invarianza se satisface si Oeconomia 181 hay evidencia a favor de ܪ ǣ ߜଵ ൌ ߜଶ ൌ ߜଷ ൌ ͲǤ Para probar esta hipótesis se utiliza el contraste de Wald. III. Resultados Siguiendo el mismo orden de la metodología se presentan los contrastes de cointegración, exogeneidad débil e invarianza. Tabla 1. Contraste de cointegración de Johansen (Estadístico traza) Hipótesis nula (ࡴ ሻ Hipótesis alternativa ࢘ൌ ࢘ൌ ݎͳ ݎʹ ࢘ൌ ࢘ൌ ݎͳ ݎʹ ࢘ൌ ࢘ൌ ݎͳ ݎʹ ࢘ൌ ࢘ൌ ݎͳ ݎʹ ࢘ൌ ࢘ൌ ݎͳ ݎʹ Estadístico traza ሺࡾૢ ࢚ Ǣ ࢚ ሻ 28.7 7.4 Ǣ ࢚ ) ሺࡾૡ ࢚ 26.6 6.0 ሺࡾ Ǣ ࢚ ) ࢚ 28.0 7.3 ሺࡾࢇÓ࢙ Ǣ ࢚ ) ࢚ 26.2 7.7 ሺࡾࢇÓ࢙ Ǣ ࢚ ሻ ࢚ 26.2 7.7 Valor crítico al 5% Conclusión sobre ሺࡴ ሻ 20.3 9.2 Se rechaza No se rechaza 20.3 9.2 Se rechaza No Se rechaza 20.3 9.2 Se rechaza No Se rechaza 20.3 9.2 Se rechaza No Se rechaza 20.3 9.2 Se rechaza No Se rechaza Fuente: Elaboración propia con datos del Banco Central de la República Dominicana. A partir de los resultados de la Tabla 1, podemos concluir que el contraste de la traza permite rechazar la hipótesis nula de ausencia de cointegración al 5% de significancia. Por consiguiente, se puede concluir que existe una relación de largo plazo entre las tasas de interés del mercado para cualquier plazo, y la Tasa de Política Monetaria (TPM). Bajo la hipótesis alternativa de cointegración, se puede evaluar la hipótesis de exogeneidad débil. Esto implica comprobar si se satisface la restricción ߙ ൌ ሾߙோ ǡ Ͳሿ y ߚ ᇱ ൌ ሾͳǡ ߚ ሿ.2 Tabla 2. Contraste de la razón verosimilitud ࡴ ǣ હൌ ሾߙோ ǡ Ͳሿ y ߚ ᇱ ൌ ሾͳǡ ߚ ሿ ࣑ Valor pro. a 90 días 0.001518 0.97 a 180 días 0.36 0.55 a 360 días 0.89 0.34 a 2 años 0.94 0.33 a 5 años 1.22 0.27 Fuente: Elaboración propia con datos del Banco Central de la República Dominicana. En la Tabla 2 se observa en todos los casos que no es posible rechazar la hipótesis nula de exogeneidad débil, a los niveles convencionales de 1, 5 y 10% de significancia. Por consiguiente, 2 Los modelos VEC, utilizados en los contrastes de cointegración tiene dos rezagos y sus residuos son independiente e idénticamente distribuidos. Después de incorporar variables binarias, para eliminar valores atípicos, se logra obtener residuos normales. Banco Central de la República Dominicana 182 las estimaciones de modelos uniecuacionales son consistentes, siempre que los parámetros de la distribución de la TPM se mantengan constantes. Por ende, para validar las estimaciones del coeficiente de traspaso, es necesario probar la invarianza. Ésta se prueba al estimar la expresión (6) y al analizar la significancia estadística de los coeficientes del segundo momento (ߜଵ ሻ, la varianza (ߜଶ ሻ y la interacción entre la varianza y la media de la tasa TPM o interbancaria (ߜଷ ሻ. La significancia conjunta de estos coeficientes se prueba con el contraste de Wald. Los resultados del mismo se muestran en la Tabla 3. Todos los valores de probabilidad son superiores al 0.10, por lo cual no se rechaza la hipótesis de invarianza. Tabla 3. Contraste de Wald ࡴ ǣ ܪ ǣ ߜଵ ൌ ߜଶ ൌ ߜଷ ൌ Ͳ ࣑ Valor pro. a 90 días 0.63 0.89 a 180 días 3.52 0.32 a 360 días 0.34 0.95 a 2 años 1.44 0.70 a 5 años 4.16 0.24 Fuente: Elaboración propia con datos del Banco Central de la República Dominicana. IV. Conclusiones Los resultados del contraste de la traza de Johansen (1988) indican que existe una relación de largo plazo entre la TPM y/o la tasa interbancaria y las tasas de interés activas a los diferentes plazos. Por consiguiente, se descarta que la TPM y las tasas de interés activas sigan un proceso estacionario. Adicionalmente, podemos concluir que la TPM es una variable débilmente exógena. La exogeneidad débil nos dice que el coeficiente de traspaso de tasas de interés se puede estimar consistentemente con un modelo uniecuacional. También, los resultados sugieren que el coeficiente de traspaso es invariante para la TPM. Por ende, se cumple con las dos condiciones de la superexogeneidad. De aquí, que se pueda afirmar que la TPM de República Dominicana es una variable superexógena, en el contexto de la información disponible en las tasas de interés activas y condicional al coeficiente de traspaso. Referencias Engle R.F., Hendry, D.F y Richard (1983). “Exogeneity”. Econometrica 51, 277-304. Engle R.F. y Hendry, D.F (1993). ”Testing Superexogeneity and Invariance in Regression Models”. Journal of Econometrics 56, 119-139. North-Holland. Johansen, S. (1989). “Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models”. Forthcoming, Econometrica. Johansen, S. y Juselius, K. (1990). “Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration – With Applications To The Demand For Money”. Oxford Bulletin of Economics and Statistics 52, 2. 183 Reglas de Política Monetaria de Taylor y McCallum: Un Modelo de Cambios de Régimen con Cadenas de Markov Por: Paola Pérez Medrano1 Año 2014, Vol. VIII, No. 4 I. Introducción Durante muchos años, se ha mantenido un intenso debate sobre los distintos de mecanismos de transmisión de la Política Monetaria (PM), entre los cuales se destacan el manejo de instrumentos de política como del mercado cambiario, la emisión monetaria o las tasas de interés, entre otros, para cumplir con los objetivos establecidos por las autoridades de los Bancos Centrales, cumpliendo con lo señalado por la trinidad imposible.2 No obstante esto, se ha intentado establecer una regla o patrón específico en base a los instrumentos utilizados para ejecutar la política monetaria. Lucas (1976) explica que el manejo de la política monetaria surge en respuesta al desenvolvimiento del marco económico, lo que implica que una regla de política podría ser muy rígida para explicar su comportamiento. De acuerdo a Judd y Rudebusch (1998), se han sopesado distintos instrumentos para evaluar la política monetaria. En este sentido, el análisis de la función de reacción de los cambios de política monetaria permite observar el comportamiento del régimen de dicha política y sus reacciones a choques exógenos. En pocas palabras, para estos autores, la función de reacción es la respuesta de las autoridades a las condiciones económicas. Además, se dice que es estable cuando responde a las desviaciones del nivel de inflación de la meta y a las desviaciones del nivel del Producto Interno Bruto (PIB) de su potencial. Teniendo en cuenta que la República Dominicana (RD) es una economía pequeña y abierta, con un nivel de actividad que responde de manera significativa a choques de PM (Paredes, Jiménez y Ramírez, 2013), se considera importante evaluar la postura de PM frente algunos eventos de importancia. Entre los cambios de política monetaria tomados en consideración, debe destacarse la introducción de un nuevo instrumento de PM, en el marco de un acuerdo firmado con el Fondo Monetario Internacional (FMI) en 2004. Este instrumento se basa en la implementación de un corredor de tasas de interés, compuesto por la tasa de interés de remuneración a depósitos de un día como límite inferior y por la tasa de interés lombarda o de descuento como límite superior. Más adelante, en 2005 se inicia el plan de PM fundamentado en Esquemas de 1 División de Investigación Económica, Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos. La autora agradece las sugerencias de Fidel Morla de la División de Análisis Monetario. Para preguntas y comentarios escribir a [email protected]. 2 La Trinidad Imposible es un trilema en la economía internacional el cual establece que los hacedores de política no pueden sostener los siguientes tres tipos de política: mantener la tasa de interés fija, libre movimiento de capitales y una política monetaria independiente. Ver De Gregorio (2007). 184 Banco Central de la República Dominicana Metas Monetarias a partir del acuerdo Stand-by firmado con el FMI. Este sistema sirve de base para que a principios de 2012, el Banco Central de la República Dominicana (BCRD), iniciara de manera oficial la aplicación de un Esquema de Metas Explícitas de Inflación (EMI), para cumplir con su objetivo principal de mantener la estabilidad de precios.3 Este cambio de esquema surge por la inefectividad de los agregados monetarios como instrumento de política monetaria debido al quiebre de su relación con la inflación (BCRD, 2012; Andújar, 2012). A partir de los cambios en la política monetaria4 y los periodos de crisis que ha enfrentado la economía dominicana, este estudio pretende identificar la transición de las preferencias en la aplicación de la PM del BCRD, en base a los modelos de reglas de política monetaria establecidos previamente por Taylor (1993) y McCallum (1987). En este sentido se estima un Modelo de Cambios de Markov (Markov Switching Model, MSM por sus siglas en inglés) basado en las reglas de política monetaria de McCallum (1987) y Taylor (1993). Parte de las razones en utilizar estas reglas viene de que estos modelos asumen que la respuesta de la política a cambios en las variables económicas es estable y, además, estiman la probabilidad de cambio en la postura de política. De acuerdo a los resultados, el cambio más influyente sobre el comportamiento de la PM es la implementación del corredor de tasas de interés en 2004 como nuevo instrumento de política, donde las estimaciones de probabilidad de cambio de régimen por cadenas de Markov indican que hubo un cambio en la PM. La organización de esta investigación se divide en base a la siguiente estructura. En la sección II se presenta un breve marco teórico en base al concepto de regla de PM y los dos tipos de regla que trata este trabajo, es decir, la Regla de Taylor (RT) y la Regla de McCallum (RM). En la tercera sección se presenta un resumen técnico de la metodología utilizada, para luego, en la sección IV, detallar y discutir los datos y resultados. Por último, en la sección V, se exhiben las conclusiones y futuras extensiones del estudio. II. Marco teórico El concepto de regla de política monetaria no pretende ser un manual al usuario el cual un Banco Central debe obedecer al pie de la letra, sino que describe un camino que podrían seguir los hacedores de política en para disminuir la posibilidad de decisiones erradas, utilizando como base a los principales indicadores económicos, según Perruchoud (2009). De acuerdo a esto, distintos autores resaltan que la PM cambia a través del tiempo o dependiendo del estado de la economía. Para mayor detalle de lo establecido, ver Ley Monetaria y Financiera no. 183-02 art. 2. Ver BCRD (2008) y Paredes, Jiménez y Ramírez (2013) para una explicación más amplia de los cambios más importantes en la implementación de la política monetaria en la República Dominicana. 3 4 Oeconomia 185 En general, la forma funcional de una regla de PM tiene como objetivo determinar si los parámetros de la regla de política varían en el tiempo y busca relacionar los diferentes niveles de desempeño económico que podrían estar relacionados a estas variaciones en cada periodo (Taylor, 1999). Inicialmente, se estipulaba que los coeficientes de las ecuaciones algebraicas de las reglas de política monetaria proveen instrucciones exactas sobre cómo debe manejarse cuantitativamente cada instrumento en respuesta a variaciones de nivel de precio y PIB. A pesar de esto, los hacedores de política no estaban de acuerdo en acogerse al lineamiento de ejercer una política monetaria mecánica y sistemática, por lo que se inclinaban en mantener un manejo discrecional de sus decisiones. En el ejercicio de la macroeconomía moderna, está claro que las reglas de política tienen mayores ventajas en mejorar el desempeño económico que la aplicación de la economía discrecional. De acuerdo a Taylor (1993), por consenso, a la regla de política se le asigna la definición de solución óptima o problema de optimización dinámica, mientras que a la economía discrecional se le refiere como inconsistente, de solución de poco alcance y se distingue porque no sigue un plan de contingencia para el futuro, a diferencia de una regla de política. 2.1 Regla de política monetaria: Taylor Taylor (1993) argumenta que la regla es simple y específica, por lo que representa una “buena política” en el sentido de que estabiliza la inflación y el nivel de producto razonablemente. Además, la RT asume que los hacedores de política deberían incrementar la tasa de interés en 1.5% cuando la inflación se desvíe de la meta y aumentar en la tasa de interés en 0.5% por cada punto porcentual que se expanda la brecha del producto (SĆndicĆ, 2012). La forma funcional de la Regla de Taylor (1993) presenta una relación lineal entre la tasa de interés, el logaritmo del nivel de precios y el logaritmo del producto real. El modelo de la RT puede presentarse de la siguiente manera: ሺͳሻ ݎൌ ߨ ݃ ݕ ߚሺߨ െ ߨ כሻ ߝ Donde, ݎes la tasa de interés de corto plazo; ߨ es el nivel de inflación interanual; ߨ כes la meta de inflación establecida por los hacedores de política; ݕes la desviación porcentual del nivel de PIB real de su nivel potencial; los coeficientes ݃ߚ son constantes, y ߝ son los residuos estimados. También se toma en consideración la variación de Petreski (2011), que propone una RT aumentada con el tipo de cambio nominal ሺ݁௧ ሻ, por su rol en la política monetaria en las economías emergentes. Adicionalmente, permite un suavizado al incluir un rezago de la variable dependiente basado en que: i) ayuda a la reducción del riesgo de errores de política en condiciones de alta incertidumbre y cuando los hacedores de política actúan con información parcial; ii) existe preocupación del efecto de las acciones en el sistema financiero, como pérdida de capital y aumento sistémico de los riesgos, al que podría exponerse producto de un cambio 186 Banco Central de la República Dominicana repentino y grande de la tasa de interés; y iii) para reducir el riesgo de reputación y mantener la confianza en los Bancos Centrales. ሺʹሻݎ௧ ൌ ߙ ߠݎ௧ିଵ ߚଵ ߨ௧ ߚଶ ݕ௧ ߚଷ ο݁௧ ߭௧ SĆndicĆ (2012) toma la ecuación (2) como una Regla de Taylor para una economía abierta basada en metas de inflación, brecha del producto, tipo de cambio, y un rezago de la tasa de interés para capturar la inercia de la política monetaria óptima. En un estudio para Romania en el periodo de 2000 a 2011, SĆndicĆ (2012) utiliza como referencia el inicio del EMI en 2005 para analizar sus resultados de probabilidad de cambio de régimen. El estudio revela que para dicho país, la probabilidad de mantener una política monetaria enfocada en la inflación aumentó en 2005 hasta el final de 2008, mientras que en tiempo de crisis y recesión la probabilidad de mantener una PM orientada a brecha de PIB, es mayor. La evidencia para República Dominicana presenta resultados dirigidos a explicar la respuesta de las autoridades monetarias ante cambios en la economía en base al marco de una regla de política. Andújar y Medina (2008) estiman tres posibles reglas de política para el periodo de 1992-2006. La primera explica la relación entre la brecha de inflación y la brecha del producto, tomando el planteamiento de Taylor (1993), y explica que los hacedores de política reaccionan en mayor medida frente a aumentos de brecha del producto que frente a la brecha de precios. La segunda, sustituye la variable de brecha del producto por la brecha del empleo, y se encuentra una reacción equilibrada en partes iguales entre las variables, siendo este resultado más coherente con la práctica de la PM del periodo estudiado que el primero. Por último, los autores incorporaron la depreciación del tipo de cambio para analizar la reacción de acuerdo a eventos en el sector externo, y en base a esto se encuentra que el objetivo de las autoridades monetarias es la inflación, tomando en cuenta los desvíos del tipo de cambio real. En este último se desestiman la brecha del producto y la brecha del empleo por no ser significativas. 2.2 Regla de política monetaria: McCallum En el caso de McCallum (1987), se propone un tipo de regla específica de PM adecuada al estado de la economía para la época post Segunda Guerra Mundial.5 Esta regla se basa principalmente en el PIB nominal y establece una trayectoria para el crecimiento de la oferta monetaria, es decir, la base monetaria incluyendo el circulante. El objetivo principal de este tipo de regla era mantener el crecimiento sostenido de la economía y eliminar alta inflación. De acuerdo a Croushore y Stark (1995), la RM ajusta los instrumentos de política cuando el PIB nominal se desvíe de su potencial, por lo que, si está por debajo se debe estimular la economía aumentando el crecimiento de la oferta monetaria, lo que aceleraría el crecimiento del PIB nominal y viceversa. 5 Desarrollada en el periodo 1939-1945. Oeconomia 187 En resumen, la RM procura mantener la brecha del producto reducida, llevando el PIB nominal a su nivel potencial controlado por la oferta de dinero. La función original de la regla de McCallum (1987) puede presentarse como (3): כ ሺ͵ሻο݄௧ ൌ ο݄௧ିଵ ߣଵ ሺݕ௧ିଵ െ ݕ௧ିଵ ሻ ߝ Donde, ݄௧ es el logaritmo de la base monetaria y ο݄௧ିଵ captura las innovaciones del sistema; כ ݕ es el logaritmo del nivel potencial del PIB nominal; ݕes el logaritmo del PIB nominal; ߝ son los residuos estimados, y la magnitud de ߣଵ provee una respuesta de las desviaciones del crecimiento del PIB nominal y su nivel potencial que ajusta el crecimiento de la base monetaria para mantener el promedio de la inflación en cero. Para el caso de la República Dominicana, Sánchez-Fung (2003) aplica una función de reacción híbrida para analizar el comportamiento del BCRD, con la base monetaria como variable dependiente e incluyendo elementos de las reglas de política formuladas por Taylor y McCallum. El autor concluye que existe un sesgo en el patrón de comportamiento del BCRD hacia la variable explicativa del mercado cambiario, que se muestra más consistente a partir de la década de los 80, momento de importantes reformas en la estrategia de PM. Ramírez (2009) toma la regla de política óptima en McCallum (1989), que adiciona un promedio móvil de la velocidad de circulación a la ecuación (3), y controlando por una variable dicotómica la crisis de 2003. Los resultados de la estimación de la regla obtenidos por el autor para el periodo 1998 - 2008 apuntan que el BCRD siguió esta regla de PM, donde la base monetaria fue ajustada en base a un crecimiento objetivo del PIB nominal.6 III. Estrategia empírica Siguiendo a Hamilton (1989), el MSM, también conocido como modelo de cambio de régimen, es un modelo no lineal que implica múltiples estructuras para caracterizar las series de tiempo en distintos regímenes. Adicionalmente, tiene la capacidad de capturar el comportamiento dinámico de los patrones de las series. Así, a diferencia de un modelo de cambios estructurales, el MSM permite cambios exógenos ocasionales en los datos, mientras que el primero permite cambios frecuentes en diferentes puntos del tiempo. Por lo tanto, el MSM es adecuado para describir datos correlacionados que presentan diferentes patrones dinámicos en distintos periodos del tiempo (Kuan, 2002). Con todo esto y según Hamilton (1989), la transición entre los estados obedece las condiciones de primer orden de un proceso de Cadenas de Markov, donde ݏ௧ ൌ Ͳ×ͳ denota el estado inobservado del sistema y p,q denotan la probabilidad de transición: ܾܲݎሾܵ௧ ൌ ͳȁܵ௧ିଵ ൌ ͳሿ ൌ ܾܲݎሾܵ௧ ൌ Ͳȁܵ௧ିଵ ൌ Ͳሿ ൌ ݍ 6 ܾܲݎሾܵ௧ ൌ Ͳȁܵ௧ିଵ ൌ ͳሿ ൌ ͳ െ ܾܲݎሾܵ௧ ൌ ͳȁܵ௧ିଵ ൌ Ͳሿ ൌ ͳ െ ݍ Para mayor detalle de la estimación y sus procedimientos ver Ramírez (2009). Banco Central de la República Dominicana 188 Un modelo de cambios para una variable ݔ௧ incluye dos especificaciones autorregresivas: ݔ௧ ൌ ൜ ܽ ߚݔ௧ିଵ ߝ௧ ǡݏ௧ ൌ Ͳ ܽ ܽଵ ߚݔ௧ିଵ ߝ௧ ǡݏ௧ ൌ ͳ Donde ߚ es un valor absoluto menor que 1, y ߝ௧ es un vector de variables que cumple con la condición i.i.d., de media cero y varianza constante. Este modelo de cambios es un proceso autorregresivo estacionario con media ܽ Ȁሺͳ െ ߚሻ cuando ݏ௧ ൌ Ͳ, y cambia a otro proceso similar con media ሺܽ ܽଵ ሻȀሺͳ െ ߚሻ, cuando ݏ௧ cambia de 0 a 1. Aparte de la especificación de Cadenas de Markov, Hamilton (2005) destaca que los Modelos de Cambios de Régimen (Regime Switching Model, RSM por sus siglas en inglés) se concentran en los cambios estructurales que experimentan las variables económicas asociadas a situaciones de cambios de política o alguna crisis económica. Los RSM son modelos de regresión lineal que poseen no-linealidades que surgen de cambios discretos de régimen no observados.7 Este ejercicio econométrico provee la media de cada régimen en específico, los coeficientes de distribución del error y las probabilidades de la matriz de transición entre regímenes y su duración. IV. Datos y resultados En esta investigación se utilizan la tasa de interés interbancaria como la tasa con mayor influencia sobre las demás tasas del sector financiero y por ser instrumento de política monetaria, la tasa de inflación interanual y la brecha entre nivel del producto real y potencial, para estimar la ecuación 2. En el caso de la ecuación 3, se utiliza la base monetaria restringida en sustitución de la tasa interbancaria, bajo el supuesto del uso de la oferta monetaria como instrumento de política. El objetivo de esta última es identificar si la PM está orientada a la reducción de la brecha del PIB. Al utilizar una regla tipo Taylor (1993) para 2000 - 2014 y McCallum (1987) para 1996 - 2014, se busca caracterizar el comportamiento de la regla de política monetaria que ha sido ejecutada en la RD. En la Figura 1, la serie de régimen 1 representa la probabilidad de transición de régimen de acuerdo a la regla de política de tipo Taylor de la ecuación 2, sin incluir el tipo de cambio. En términos de probabilidad, mantenerse en el régimen 1 (cuando está en 1.0) se refiere a que la PM está dirigida con el fin de mantener una tendencia estable de la inflación. Cuando esta probabilidad cae, o se encuentra cercana a cero, quiere decir que el objetivo de la PM tiende a favorecer un modelo enfocado a reducir la brecha del PIB. Para mayor información sobre las características de los Modelos de Cambios de Régimen tipo Markov, ver Kim, Piger y Startz (2005). 7 Oeconomia 189 Figura 1. Probabilidad de transición de régimen de Taylor e inflación 1.2 #2 #1 #4 #3 70% #5 60% 1.0 50% 0.8 40% 0.6 30% 0.4 20% 0.2 10% 0.0 0% -0.2 Eventos Inflación (eje derecho) 2013Q4 2013Q2 2012Q4 2012Q2 2011Q4 2011Q2 2010Q4 2010Q2 2009Q4 2009Q2 2008Q4 2008Q2 2007Q4 2007Q2 2006Q4 2006Q2 2005Q4 2005Q2 2004Q4 2004Q2 2003Q4 2003Q2 2002Q4 2002Q2 2001Q4 2001Q2 2000Q4 2000Q2 -10% Régimen 1 (eje izquierdo) Fuente: Elaboración propia. En la Figura 2, se presenta la probabilidad espejo del cambio de régimen 1 definido en la Figura 1. Para esta, el régimen 2 representa una política monetaria enfocada en la reducción de la brecha del PIB, es decir, cuando la probabilidad de transición se aproxima a 1.0, y en caso contrario, la postura de política se inclina a mantener el nivel de inflación estable. Figura 2. Probabilidad de transición de régimen de Taylor y brecha del PIB 1.2 #2 #1 #4 #3 4% #5 1.0 2% 0.8 0% 0.6 -2% 0.4 -4% 0.2 Eventos Brecha del PIB (eje derecho) 2013Q4 2013Q2 2012Q4 2012Q2 2011Q4 2011Q2 2010Q4 2010Q2 2009Q4 2009Q2 2008Q4 2008Q2 2007Q4 2007Q2 2006Q4 2006Q2 2005Q4 2005Q2 2004Q4 2004Q2 2003Q4 2003Q2 2002Q4 2002Q2 2001Q4 -8% 2001Q2 -0.2 2000Q4 -6% 2000Q2 0.0 Régimen 2 (eje izquierdo) Fuente: Elaboración propia. Se deben destacar dos resultados importantes. Primero, en este ejercicio se aprecia un cambio de régimen en 2004, momento en el cual se inicia la implementación del corredor de tasas de interés como instrumento de PM. A partir de este punto, la preferencia de política se ve apuntada en mantener un nivel de inflación estable. Segundo, de 2004 en adelante, se observa que en el momento de una desaceleración del crecimiento de la brecha del producto, aumenta la Banco Central de la República Dominicana 190 probabilidad de un cambio de postura en la PM, inclinada a revertir la tendencia negativa de la brecha del PIB. Figura 3. Probabilidad de transición de régimen de McCallum y brecha del PIB 1.2 4% #2 2% #3 #4 #5 1.0 0% 0.8 -2% 0.6 -4% 0.4 -6% 0.2 #1 0.0 1996Q1 1996Q3 1997Q1 1997Q3 1998Q1 1998Q3 1999Q1 1999Q3 2000Q1 2000Q3 2001Q1 2001Q3 2002Q1 2002Q3 2003Q1 2003Q3 2004Q1 2004Q3 2005Q1 2005Q3 2006Q1 2006Q3 2007Q1 2007Q3 2008Q1 2008Q3 2009Q1 2009Q3 2010Q1 2010Q3 2011Q1 2011Q3 2012Q1 2012Q3 2013Q1 2013Q3 2014Q1 -8% Eventos Régimen 1 (eje derecho) Brecha del PIB (eje izquierdo) Fuente: Elaboración propia. En la Figura 3 se presenta el ejercicio de cambio de régimen de acuerdo a la RM controlando por la brecha del PIB. La serie de régimen 1 representa la probabilidad de transición de régimen de acuerdo a la RM de la ecuación 3. Cabe recordar que, cuando la probabilidad de mantenerse en el régimen 1 alcanza 1.0, se define como el momento donde la PM está orientada en ajustar la tasa de crecimiento de la base monetaria, con el fin de reducir la brecha de producto. Mientras que, cuando la probabilidad tiende a caer hacia cero, la PM no se encuentra encauzada en reducir la brecha del PIB. Tabla 1. Modelo de cambio de régimen basados en la regla de Taylor y McCallum Parámetro Inflación Brecha del PIB Constante Tasa de Interés (-1) Parámetro Brecha del PIB Constante Fuente: Elaboración propia. Regla de Taylor Coeficiente Régimen 1 0.2644 Régimen 2 0.6764 Régimen 1 -0.2039 Régimen 2 1.3589 5.0168 0.2400 Regla de McCallum Coeficiente Régimen 1 0.0883 Régimen 2 -0.3969 11.2059 Error Estándar 0.0551 0.0590 0.2599 0.3693 0.7488 0.0743 Error Estándar 0.0516 0.0986 0.0910 191 En la Tabla 1 se muestran los coeficientes de los parámetros asumidos para cada ejercicio de cambio de régimen. Estos coeficientes representan la media de cada régimen en específico. Además, en cada uno de los ejercicios de MSM, el término constante es tomado en cuenta como un regresor no cambiante de acuerdo al régimen, y su coeficiente captura las desviaciones de la brecha. Bajo una regla en equilibrio, se espera que la constante tienda a cero. En ambos casos, la constante es significativamente diferente de cero. Judd y Rudebusch (1998) apoyan el enfoque de que los diferentes cambios en la función de reacción estimada de la regla de PM son influenciados por eventos de importancia como cambios de periodo de los gobernadores de la Reserva Federal. Esto se deriva de la fragilidad de las funciones de reacción por el cambio de preferencias y conceptos de la operación apropiada de los mecanismos de transmisión de la PM. Para este ejercicio se pueden mencionar cinco eventos que pudieran influir sobre los cambios de preferencia de PM de acuerdo a ambos enfoques de regla de política. El primer evento es la entrada en el ejercicio de gobernador del BCRD en el año 2000 hasta 2003 del Sr. Francisco Guerrero Prats-Ramírez, sucesor del Sr. Héctor Valdez Albizu que ejerció de 1994 al 2000. El segundo evento indica la elección del Sr. José Lois Malkún, durante el año 2003, para luego ser elegido en el 2004 (evento tres) el Sr. Héctor Valdez Albizu, hasta la actualidad. En el evento tres, debe destacarse el establecimiento de la PM basada en metas monetarias, la intervención en el mercado cambiario y la introducción del corredor de tasas de interés como nuevo instrumento de política monetaria. Para 2012 (evento cuatro), se inicia la aplicación del nuevo diseño de PM fundamentado en EMI, y finalmente, la introducción de la Tasa de Política Monetaria como tasa de referencia de las operaciones de expansión y contracción del BCRD, en el evento cinco. V. Conclusiones Existen muchos factores a tomar en cuenta que podrían ejercer presiones sobre las decisiones de política monetaria, y su método de transmisión al marco económico. Los resultados del MSM, tanto bajo el marco de la regla de PM de Taylor como la de McCallum, muestran cambios de régimen en momentos alrededor de eventos decisivos del ámbito de la política económica. Por otro lado, la dinámica de la interacción de las variables tomadas en cuenta ejerce presiones sobre la postura de PM. Se destaca en la Figura 2, que en momentos de bajas presiones inflacionarias y la tendencia negativa de la brecha del PIB, la probabilidad de que los hacedores de política tiendan a inclinarse a tomar medidas de política para revertir la tendencia de la brecha del PIB aumentan. En este sentido, se observa un comportamiento de la PM basado en el manejo discrecional de los indicadores económicos, con el objetivo principal de mantener la estabilidad macroeconómica en el tiempo, utilizando como base el manejo propuesto por la RT y la RM, cada una en su respectivo momento. 192 Banco Central de la República Dominicana Estos resultados se obtienen en base a un escenario de una economía cerrada, por lo tanto existe la posibilidad de fallar al intentar captar la totalidad de los cambios de régimen potenciales controlando por el manejo de la política monetaria exterior y otros factores. En la agenda de investigación se pretende extender la variedad de los resultados, en calidad de las variantes en las estimaciones de reglas de política monetaria realizadas por Sánchez-Fung (2003), Andújar y Medina (2008) y Ramírez (2009) para la República Dominicana. Un acercamiento diferente, propuesto por Mavromatis (2011), difiere al que ha sido utilizado normalmente en el estudio de los cambios de régimen de política monetaria. El autor estima un modelo donde se pretende analizar los cambios de régimen cruzados entre países en el marco de una economía abierta. Adicionalmente, en este estudio se plantea que cambios en las volatilidades y los impulso-respuesta de las variables macroeconómicas principales pueden ser el resultado de cambios en las condiciones domésticas, así como cambios en la volatilidad de la inflación y el producto pueden ser resultado de cambios de PM de algún país exterior. Adicionalmente, en una próxima edición se buscará incluir el efecto de los cambios exógenos en la política monetaria de otros países sobre la República Dominicana. Referencias Andújar-Scheker, J. (2012). “El Efecto Traspaso de las Tasas de Interés en República Dominicana”. Serie de Estudios Económicos No. 4. Andújar-Scheker, J. y Medina, A. (2008). “Un Modelo Macroeconómico de Pequeña Escala para la República Dominicana”. Serie de Estudios Económicos No. 2. Banco Central de la República Dominicana, (2008). “60 Años de Política Monetaria”. Banco Central de la República Dominicana, (2012). “Informe de Política Monetaria”. Noviembre. Croushore, D. y Stark, T. (1995). “Evaluating McCallum's Rule for Monetary Policy”. Business Review. Federal Reserve Bank of Philadelphia. pp. 3-14. De Gregorio, J. (2007). “Macroeconomía, Teoría y Políticas”. 1a ed. Pearson-Prentice Hall: México. Hamilton, J.D. 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