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Convergencia cíclica dentro de la UE:
el caso de España*
Carlos Borondo Arribas
Dpto de Fundamentos del Análisis Económico
Yolanda González González
Dpto de Economía Aplicada
Beatriz Rodríguez Prado
Dpto de Economía Aplicada
Universidad de Valladolid
Facultad de CC. Económicas
Avda Valle Esgueva 6
47011 Valladolid
[email protected]
Enero 1999
Códigos JEL: E32 (Ciclos económicos); F42 (Coordinación internacional y transmisión)
1. INTRODUCCIÓN
El presente trabajo trata de evaluar las similitudes o disparidades en los
comportamientos cíclicos de las economías española y europeas, en particular, las de los
países que forman parte de la Unión Monetaria Europea (UME). Las razones que han
motivado este estudio son claras: una fuerte relación entre el ciclo de un país y el ciclo
de los otros países es un buen punto de partida para la configuración de la UME, como
pone de manifiesto la teoría de las áreas monetarias óptimas. La falta de política
monetaria, como instrumento para la estabilización cíclica, tendrá un impacto menos
negativo sobre la economía española cuanto mayor sea su sincronía con el
comportamiento cíclico de los otros países de la UME, puesto que todos estaremos bajo
la misma política monetaria. Al mimo tiempo, la ausencia del tipo de cambio nominal
con aquellos países será menos importante cuanto más similar sea la respuesta de las
exportaciones netas con el ciclo. Dado que ambos son instrumentos de corto plazo, lo
relevante para estudiar las implicaciones de su desaparición después de la UME es el
componente cíclico de las variables económicas y no las tendencias.
La sincronía cíclica implica en la práctica una alta correlación contemporánea
entre dos series. Este resultado puede ser obtenido en muy diferentes situaciones: si
ambos países tienen similares mecanismos de propagación de las perturbaciones, sufren
perturbaciones comunes y no hay ninguna relación económica entre ellos; o si ambos
países tienen similares estructuras, cada país sufre perturbaciones idiosincrásicas, pero
son rápidamente transmitidos a los otros a través de fuertes mecanismos de transmisión
internacional
de
perturbaciones
(spillovers
tecnológicos,
comercio,
mercados
financieros, etc.). En el primer caso (perturbaciones comunes) se puede observar
sincronía entre dos países alejados y aislados debido a que sufren la misma perturbación
global (un shock del petróleo). En el segundo caso, los lazos económicos entre los dos
países juegan un papel crucial y la fuerza de esos lazos será la causa primaria de la
sincronía cíclica. Para la unión monetaria es más importante el segundo caso, en el que
una perturbación idiosincrásica llega a ser común a través de los mecanismos de
transmisión. Si éste es el caso, entonces deberíamos observar una creciente sincronía
(medida por el coeficiente de correlación contemporáneo) entre los componentes
cíclicos de la producción de las economías europeas en los últimos veinte años, lo que
-2-
podría ser llamado convergencia cíclica.
Frankel y Rose (1998) han apuntado recientemente que no se puede interpretar
la sincronía cíclica como una condición previa imprescindible para formar una unión
monetaria, pues la evidencia empírica de los últimos treinta años sugiere que el aumento
del comercio bilateral refuerza dicha sincronía. Como la UME expandirá de gran
manera el comercio entre los países miembros, la sincronía cíclica puede ser obtenida
con posterioridad.1 Desde este punto de vista, sería importante comprobar si la
integración económica de España en la UE desde 1986 se ha correspondido con una
mayor relación entre el ciclo español y el de otros países europeos. En ese caso,
podríamos decir que ha habido convergencia cíclica y podríamos esperar que aumente
una vez que estemos dentro de la UME. Como veremos, éste es el caso.
Una de las implicaciones de los esfuerzos que los macroeconomistas han
dedicado al estudio de los ciclos en los últimos años es el catálogo de los llamados
hechos estilizados que caracterizan estos fenómenos económicos. Los hechos estilizados
son más o menos extensos dependiendo de la disponibilidad de datos y de la
desagregación del modelo que luego intentará explicarlos y replicarlos con
simulaciones. El objetivo es establecer un marco de referencia para la evaluación de los
modelos de ciclos. En este trabajo no pretendemos construir un modelo específico para
explicar el comportamiento cíclico de España y la UE y sus convergencias, sino
presentar la evidencia y obtener algunas ideas interpretándola a la luz de la literatura de
ciclos internacionales reales (IRBC, según el acrónimo original). En este sentido,
nuestro trabajo es similar al de Kydland y Prescott (1990), Backus y Kehoe (1992),
Dolado, Sebastián y Vallés (1993) y Fiorito y Kollintzas (1994) entre otros. Algunos
intentos recientes de modelizar el ciclo español teniendo en cuenta sus relaciones
exteriores son los trabajos de Martín Moreno (1998) y Ortega (1998). El primero diseña
un modelo de país pequeño frente al resto del mundo y es capaz de replicar los rasgos
cualitativos del comportamiento cíclico de la inversión y la balanza comercial. El
enfoque de Eva Ortega es distinto, puesto que utiliza un modelo de dos países para
analizar las relaciones entre España y un agregado de los cuatro países europeos grandes
(Alemania, Francia, Italia y Reino Unido) obteniendo que las perturbaciones comunes
juegan un papel importante y que el comercio no es un mecanismo de transmisión
-3-
suficientemente fuerte para explicar los comovimientos. Nosotros ponemos el énfasis en
la convergencia gradual del ciclo a lo largo del tiempo debido a los cambios tan
importantes que se han ido produciendo en el entorno de las relaciones entre España y la
UE: entrada en la CEE en 1986, participación en el SME desde 1989, funcionamiento
del mercado único en 1992, etc. Estos cambios tienen fuertes repercusiones que son
difíciles de recoger en un modelo de ciclos calibrado para el periodo 1970-1996.
El trabajo de Dolado, Sebastián y Vallés (1993) fue el primero publicado en
España sobre la caracterización del ciclo español. También compararon las
características cíclicas obtenidas para España con las obtenidas en otros estudios
mediante procedimientos similares para Francia, Alemania, Reino Unido, Italia y
Estados Unidos. Su análisis caracteriza el mecanismo de propagación de las
perturbaciones en cada país, mostrando las similitudes y diferencias. Este mismo
ejercicio es repetido aquí en la sección 2. Sin embargo, en el artículo anterior no se
obtienen los comovimientos entre las variables de España y las de otros países.
González Mínguez (1994) sí que lo hace pero sólo para la producción, mostrando que la
relación con Alemania se ha incrementado y con Estados Unidos ha disminuido. Este
tipo de enfoque es el que permite dar información sobre la sincronía de los ciclos en
diferentes países y se desarrolla en la sección 3.
Las medidas sobre los ciclos que desarrollamos no permiten describir la clase de
perturbaciones que originan las fluctuaciones económicas: perturbaciones comunes a
todos los países o perturbaciones idiosincrásicas transmitidas a los otros. La
metodología VAR es la herramienta utilizada para este fin. Algunos trabajos previos
que la aplican son Ballabriga et al. (1995), Viñals y Jimeno (1996) y Tudela (1997).
Ballabriga et al (1995) analizan con un modelo VAR la respuesta de la economía
española y de otros países europeos (Alemania, Francia y Reino Unido) a
perturbaciones comunes y a perturbaciones específicas, tanto reales como nominales.
Sus resultados sugieren España tiene un cierto grado de aislamiento en la inflación,
aunque menor de lo que sucede en otros países, y que la dependencia de la producción
española a perturbaciones externas es importante: aproximadamente el 50% de la
variabilidad en la tasa de crecimiento del producto es explicado por las ratios de otros
países.
-4-
Viñals y Jimeno (1996) desarrollan un modelo VAR para describir la clase de
perturbaciones que están afectando al desempleo en cada país europeo. Encuentran que
las perturbaciones europeas comunes explican la mayor parte de la varianza de la tasa
de desempleo durante el periodo 1971-93, con proporciones que van del 59% al 83% en
media dependiendo del horizonte, desde uno a cuatro años. Por ello, concluyen que “las
perturbaciones comunes europeas parecen jugar un papel importante sobre el desempleo
incluso en el corto plazo”. España está también claramente influida por estas
perturbaciones comunes, explicando el 52% de la varianza después de un año y el 94%
después de cuatro años. Tudela (1997) utiliza también esta metodología para analizar
perturbaciones comunes en la UE (desde el lado de la oferta y desde el de la demanda).
Su conclusión es que hay un grupo de países sufriendo perturbaciones muy similares
(Alemania, Francia, Holanda, Austria y Dinamarca). España no debería tener
dificultades para unirse al grupo anterior debido a que sus perturbaciones son muy
parecidas a las comunes. En peor situación se encuentran países como Portugal, Grecia
y el Reino Unido por su falta de relación con dichas perturbaciones.
Otra importante información previa es la creciente evidencia de la existencia de
un ciclo europeo, apoyada en diferentes metodologías como las aplicadas por Artis y
Zhang (1995), Lumsdaine y Prasad (1997) y Rubin y Thygesen (1996). Artis y Zhang
(1995) utilizan el índice de producción industrial mensual de 12 países (9 europeos,
entre los que se incluye a España) desde 1961 a 1993 para calcular los comovimientos
de cada país con Alemania y con los Estados Unidos. Sus resultados son: (1) el grado de
relación entre los ciclos y su sincronía se ha reforzado entre los países del Sistema
Monetario Europeo; (2) la relación del ciclo de este grupo de países con el ciclo de
Estados Unidos se ha debilitado; y (3) los resultados anteriores no se han observado en
los países que están fuera del SME. España, como miembro del SME desde 1989,
muestra los resultados (1) y (2). A pesar de estas conclusiones, hay que señalar que este
trabajo tiene la limitación de analizar únicamente una variable. Con los mismos datos,
para un grupo mayor de países, Lumsdaine y Prasad (1997) construyen una serie del
componente cíclico mundial asignando pesos relativos a cada país. Aunque en una
primera versión los pesos son fijos, en una segunda pueden variar a lo largo del tiempo
para aislar perturbaciones específicas del país. Según su análisis, Italia y España han
-5-
experimentado muchas perturbaciones específicas. Adicionalmente, con la misma
metodología, los autores construyen un ciclo europeo y observan que: (1) la correlación
del componente cíclico de cada país con el europeo es siempre positiva; y (2) esta
evidencia es más clara desde 1973. La conclusión que ofrecen es que hay un ciclo
europeo y que la correlación de España con dicho ciclo es 0.75 en la versión en que los
pesos de los países varían y 0.45 en la otra, siendo uno de los mayores valores. Rubbin y
Thygesen (1996) encuentran una “fuerte evidencia” de un ciclo común europeo
analizando datos mensuales de producción industrial y precios al consumo desde 1983
hasta 1994. Los autores estiman las tendencias y los ciclos comunes de los países que
consideran el núcleo duro de la UME (Alemania, Francia, Austria, Bélgica, Holanda y
Finlandia) y otros tres que posiblemente formarán parte de él en el corto plazo (Suecia,
Italia y el Reino Unido) encontrando suficiente relación entre ellos como para formar la
Unión Monetaria.
Para comprender mejor y dar una visión más homogénea de las relaciones
cíclicas de la economía española con los países de la UME este trabajo estudia los
hechos estilizados del ciclo de cada país para evaluar si su mecanismo de propagación
de las perturbaciones es similar (sección 2). Después, analizaremos los comovimientos
de cada variable española con la correspondiente de cada uno de los otros países,
mirando su sincronía (sección 3). Finalmente, en la sección 4 ponemos especial atención
en el examen de la convergencia cíclica.
Nuestro principal resultado es que existe una gran similitud en el movimiento
cíclico de los países de la UE y que España no es una excepción. Los comovimientos
muestran una integración más profunda en términos reales que en términos monetarios
(relación más fuerte en producto que en inflación), siendo ambas crecientes. La
sincronía es casi perfecta desde 1986 con Italia y Francia, países con los que formamos
un fuerte bloque Mediterráneo. Esta evidencia ofrece cierto optimismo al evaluar las
posibilidades de éxito de España en la UME.
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2. CARACTERÍSTICAS CÍCLICAS DE CADA PAÍS.
Los principales resultados de los comportamientos cíclicos de cada país se
presentan en el cuadro 1 de forma reducida2. Los datos utilizadas proceden de las
Quarterly National Accounts de la OCDE, descritas en el apéndice A. Los filtros
empleados para extraer el componente cíclico de las series son el Hodrick-Prescott (con
λ=1600) y el filtro de bandas desarrollado por Baxter y King (1995), ambos descritos en
el apéndice B. El gráfico 1 presenta ejemplos de las diferencias en los resultados
obtenidos con los filtros. El filtro de bandas genera un ciclo más suave que el filtro
Hodrick-Prescott debido a que elimina el componente de alta frecuencia que no debe
estar presente en la frecuencia de ciclo. Esto es especialmente relevante en el caso de
series con un componente de alta frecuencia, como la inflación, y puede ser observado
claramente en el gráfico. El problema con el filtro de bandas es la pérdida de 12
observaciones al principio y al final de la muestra, lo que es importante cuando la
muestra es pequeña, como es nuestro caso.
[Cuadro 1]
[Gráfico 1]
Todos los cuadros siguientes se refieren a componentes cíclicos, que son
desviaciones logarítmicas respecto de la tendencia de la serie. El cuadro 1 muestra, para
cada variable seleccionada, la correlación máxima obtenida con el PIB para un conjunto
de desfases en la variable que van desde -6 a +6 trimestres y el desfase en el que es
obtenida dicha correlación máxima. Esto nos permite medir el signo y la intensidad de
la relación de esa variable con el PIB, y su cronología dentro del ciclo. Un signo
positivo mostrará que la variable es procíclica y uno negativo que es contracíclica. Si la
máxima correlación es alcanzada con un desfase negativo, la variable es adelantada, y si
el desfase con el que se alcanza es positivo, la variable va retardada a lo largo del ciclo.
Se considera que un coeficiente es significativo si es mayor en valor absoluto que dos
veces el error estándar consistente (utilizando el procedimiento de Newey-West), en
otro caso se indica con un asterisco que el valor mostrado no es significativo. El cuadro
recoge también para cada variable su persistencia (medida como el primer coeficiente
de autocorrelación) y la volatilidad (la desviación estándar en porcentaje y en relación
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con la volatilidad del PIB de cada país).
Las variables seleccionadas son (todas en términos reales excepto la inflación):
el consumo privado, el consumo público, la formación bruta de capital fijo, las
exportaciones (de bienes y servicios), las importaciones (de bienes y servicios), las
exportaciones netas (definidas en porcentaje del PIB), la inflación (calculada como la
primera diferencia del logaritmo del deflactor del PIB) y la relación real de intercambio
(definida como el cociente entre el deflactor de las importaciones y el deflactor de las
exportaciones para interpretarlo como el tipo de cambio real). Todas las series son
transformadas en logaritmos (excepto las exportaciones netas y la tasa de inflación)
antes de ser filtradas.
Las características cíclicas encontradas generalmente en la literatura IRBC son3:
• El consumo y la inversión son fuertemente procíclicos y coincidentes.
• El consumo es menos volátil que la producción y la inversión lo es más.
• No hay un claro patrón para el consumo público.
• Las exportaciones y las importaciones son procíclicas, pero las importaciones
más que las exportaciones.
• Exportaciones e importaciones son altamente volátiles.
• Como resultado de lo anterior las exportaciones netas son contracíclicas y
volátiles.
• La relación real de intercambio (RRI) no tiene una clara relación con el PIB y
es altamente volátil.
• La RRI tiende a estar negativamente correlacionada con las exportaciones
netas contemporáneamente, pero positivamente después de algunos retardos
en las exportaciones netas.
• Los países pequeños tienen más volatilidad en el consumo, inversión y
exportaciones netas que los países grandes. También, los pequeños países
tienen una mayor correlación en valor absoluto entre las exportaciones netas y
el PIB.
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Antes de pasar a comentar las características anteriores, es preciso señalar ciertas
notas sobre la volatilidad de la producción. Todos los países europeos (excepto Francia
y Austria) tienen mayor volatilidad que España utilizando el filtro HP, como ya
apuntaron en sus trabajos Dolado et al. (1993) y Puch y Licandro (1997). Sin embargo,
España está en el medio del rango de la volatilidad si empleamos el filtro BK. Este
hecho puede explicarse debido a que las series de la contabilidad trimestral en España se
publican después de filtrarlas del componente irregular (alta frecuencia) mientras que no
ocurre lo mismo en otros países, de modo que el filtro HP mantiene la irregularidad de
esas series y al compararlas con las españolas resulta ésta poco volátil. Sin embargo, el
filtro BK elimina la irregularidad en todas, dejándolas en similares condiciones a las
españolas. Resultados similares se obtienen con la volatilidad del consumo. El PIB está,
en general, fuertemente autocorrelacionado de forma positiva, lo que se interpreta en las
fluctuaciones cíclicas como una alta persistencia. El efecto distinto de los filtros se
muestra también en la persistencia: con el filtro HP la persistencia en España es la más
alta (0.93) y mucho mayor que, por ejemplo, la obtenida para Portugal (0.51), mientras,
con el filtro BK la persistencia también es muy alta (0.9), pero no muy diferente a la de
otros países, incluido Portugal.
El consumo y la inversión son procíclicos en cada país, como muestra el cuadro
1. Los coeficientes de correlación con el PIB tienden a ser mayores con el filtro BK,
situándose España en la mitad del rango. El consumo es contemporáneo o un poco
adelantado en el ciclo, mientras que la inversión es contemporánea o un poco retardada.
La persistencia de ambas variables es muy alta (claramente superior con el filtro BK en
la mayoría de los casos). La volatilidad del consumo es algo mayor que la del producto
en España, al igual que lo que sucede con Portugal y el Reino Unido. Este hecho se
debe a la inclusión de los bienes duraderos en el cómputo del consumo. Puch y Licandro
(1997) muestran que con una definición más económica del consumo, con sólo bienes
no duraderos y los servicios de los bienes duraderos, la cifra de la volatilidad relativa es
de 0.68. Finalmente, podemos señalar que la inversión es más volátil que el producto en
España (y la más volátil de todos los países, sólo superada por Portugal).
El consumo público es procíclico y retardado respecto al PIB en algunos países
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(España, Alemania, Holanda, Finlandia Estados Unidos) mientras que es contracíclico y
adelantado en otros (Reino Unido, Austria), no ajustándose a ninguno de estos casos en
Francia, Italia, Portugal y Japón. Este hecho es consistente con otras comparaciones
internacionales (Fiorito y Kollintzas 1994, Ortega 1998) y sugiere respuestas cíclicas
diferentes a esta variable de política fiscal. Sin embargo, en el gráfico 2 mostramos que
el comportamiento dinámico de la relación entre el consumo público y el PIB no se
puede resumir en la máxima correlación, pues España y otros países (especialmente
Alemania) tienen una correlación negativa entre el PIB y valores adelantados del
consumo público y una correlación positiva entre el PIB y valores retardados del
consumo público. Los modelos de ciclos reales con consumo público obtienen
correlaciones positivas debido al efecto riqueza negativo y al incremento que esto
produce en la oferta de trabajo y por tanto en el empleo de equilibrio y en la oferta
agregada.
[Gráfico 2]
Debemos tener en cuenta que la mayor parte de las políticas fiscales
estabilizadoras son llevadas a cabo a través de otros componentes de gasto del gobierno,
como estabilizadores automáticos (impuestos y transferencias) y la inversión pública y
no a través del consumo público. Una posible explicación es que esta variable no es el
shock de demanda exógeno al que estamos acostumbrados, sino una variable endógena
que muestra una respuesta positiva al PIB, elevándose con un retardo de alrededor de un
año en las expansiones (y disminuyendo en las recesiones), probablemente forzada por
los movimientos de los ingresos fiscales. Otro punto interesante que hay que indicar es
la alta persistencia (muy cercana a la del consumo y la inversión). Un análisis más
detallado del comportamiento cíclico de las variables de política fiscal en los distintos
países de la UME se puede ver en Boscá, Domenech y Taguas (1998).
La inflación es procíclica y coincidente o retardada en la mayoría de los países
europeos. Este comportamiento ha sido estudiado con mayor detalle para España en
Borondo y González (1997) y para otros países en Chadha y Prasad (1994) y Kim
(1997). Sin embargo, las últimas expansiones vividas en Estados Unidos y en España
están cambiando este comportamiento, puesto que la inflación está bajo control o
incluso disminuye. Relacionado con esto está también la desincronía entre EEUU y la
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Europa continental, que está permitiendo que la fuerte demanda de EEUU encuentre
salida en empresas europeas y japonesas, claramente por debajo de sus niveles de plena
capacidad. La definición de la inflación como la primera diferencia hace que sea más
aconsejable el filtro BK por su capacidad de eliminar el componente de alta frecuencia,
muy importante aquí. Por ello, los coeficientes de correlación (y la persistencia) en el
cuadro son mayores con este filtro que con el HP1600. Es interesante hacer notar que la
menor volatilidad de la inflación se produce en Alemania, como cabría esperar, mientras
que la superior es la del Reino Unido. El caso español supera a Francia, pero está por
debajo de Italia.
Las exportaciones e importaciones son procíclicas y altamente volátiles, aunque
en menor medida las exportaciones. Ambas variables parecen ir acompasadas, pues
países con alta volatilidad en exportaciones tienen también alta volatilidad en las
importaciones, como ya ha sido señalado por Zimmermann (1997c). España muestra un
esquema diferente en el comportamiento de las exportaciones, con una correlación
negativa con el PIB después de 6 trimestres. Para la mayoría de los países europeos las
exportaciones son procíclicas y crecen al mismo tiempo o un trimestre antes que el PIB,
lo que les otorga un importante papel en la teoría de los ciclos. Se puede atribuir este
comportamiento especial de las exportaciones en España a la preocupación de las
empresas por mantener su cuota en el mercado nacional, lo que les lleva a descuidar sus
exportaciones cuando crece la demanda interna, mientras que las recesiones son un buen
aliciente para ampliar los mercados exteriores. Este comportamiento parece que está
cambiando, y en la actual expansión las exportaciones han jugado un papel dinamizador
importante.
Las exportaciones netas se relacionan negativamente con la producción
(empeoran en las expansiones). En la mayoría de los países es una variable coincidente
o retardada, como también ocurre en España, donde es significativamente más volátil
(1.05) que en Francia, Italia, Alemania y el Reino Unido (todos ellos con valores
cercanos al 0.75).
La pérdida del tipo de cambio nominal es uno de los principales costes de la
entrada en la UME. Su potencial estabilizador proviene de que en una recesión el tipo
de interés disminuye y deprecia el tipo de cambio, lo que desvía parte de la demanda
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interna de productos importados hacia productos nacionales y aumenta la demanda de
exportaciones, contribuyendo a la recuperación. En general, la evidencia sobre este
efecto estabilizador del tipo de cambio es débil, y en particular, si el ciclo está muy
sincronizado entre países, las exportaciones netas no van a ser un canal de ajuste. A este
respecto, el papel del tipo de cambio nominal como mecanismo de ajuste para corregir
perturbaciones reales asimétricas ha sido puesto en duda por Viñals, Vallés y Canzoneri
(1996), demostrando que los movimientos en el tipo de cambio nominal son explicados
por perturbaciones monetarias y financieras asimétricas y no por perturbaciones reales.
En el cuadro 1 presentamos más evidencia sobre esto. Hemos definido la
relación real de intercambio (RRI, ver apéndice A) de la misma forma que Backus,
Kehoe y Kydland (BKK, 1994) como el cociente entre el deflactor de las importaciones
y el deflactor de las exportaciones, a la inversa de su definición habitual en la literatura
de comercio internacional, para acercarlo al concepto de tipo de cambio real utilizado en
los modelos macroeconómicos (aunque para calcular este último se utilizan índices de
precios generales y no sólo del comercio exterior). Los resultados indican que no tiene
un comportamiento único en su relación con el PIB y, en muchos casos, la correlación
no es estadísticamente significativa, como sucede en España. Dada la estabilidad de los
precios, es previsible que este resultado se obtuviera con una medida del tipo de cambio
nominal (de un país frente al resto del mundo).
La persistencia de la RRI es alta (y el valor de España es el mayor), así como su
volatilidad (en esta dimensión España se sitúa en segundo lugar, después de Japón, que
es un caso bien conocido de alta volatilidad). La alta volatilidad de la RRI es una de las
cuestiones no resueltas en la literatura IRBC: los modelos predicen una volatilidad de la
RRI mucho menor. Chari, Kehoe y McGrattan (1997) tratan de explicar esto
introduciendo competencia imperfecta con discriminación de precios entre países,
rigidez nominal de precios y perturbaciones monetarias, obteniendo una volatilidad del
tipo de cambio nominal y real mayor que en el modelo de referencia pero todavía
inferior a la observada. Zimmermann (1997b) introduce perturbaciones específicas
sobre el tipo de cambio nominal para generar mayor volatilidad de la RRI.
La función de correlación entre la RRI y las exportaciones netas para diferentes
retardos y adelantos se muestra en el gráfico 3. En algunos países se puede observar la
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llamada curva S invertida (BKK 1994), con valores negativos en la correlación entre la
RRI y la NX adelantada y sin retardo y positivo entre la RRI y valores retardados de
NX. La interpretación de este resultado hay que relacionarlo con el efecto J: una
depreciación real (un incremento en la RRI tal y como se ha definido) beneficiará la
balanza comercial, pero sólo después de un tiempo, mientras que la empeorará de forma
inmediata. Baxter (1995) apunta que esto no es lo mismo que la curva J, pues la
correlación calculada aquí es incondicional (sin controlar el efecto de otras variables
que se mueven al mismo tiempo, como la producción), mientras que el efecto J se
refiere, ceteris paribus, a la respuesta de la balanza comercial al tipo de cambio real.
Merece la pena señalar aquí la similitud existente entre las respuestas de España,
Francia e Italia.
[Gráfico 3]
Finalmente, otros estudios han encontrado que el tamaño de un país es uno de
los determinantes de sus repuestas cíclicas (Baxter 1995, Zimmermann 1997c). Por ello,
países pequeños se enfrentan a una oferta de capital más rígida, generando una mayor
volatilidad en el consumo, inversión y exportaciones netas. Este es el caso de Finlandia
y Portugal, al menos en la inversión y en las exportaciones netas. Además, un país
pequeño tiende a tener una economía más abierta, presentado una correlación entre las
exportaciones netas y el PIB superior, lo que de nuevo concuerda con lo que ocurre en
los países mencionados.
Podemos concluir esta sección con la idea general de que el comportamiento
cíclico de España no presenta diferencias apreciables respecto del de otros países
europeos, a excepción de las exportaciones, donde la correlación para España es
negativa y para los otros países es positiva. Esta misma conclusión es presentada por
Puch y Licandro (1997) después de aplicar el modelo de economía cerrada de
Christiano y Eichenbaum (1992) a la economía de española.
3. COMOVIMIENTOS ENTRE PAÍSES
Dado que la cuestión de fondo que motiva este trabajo es el estudio de la
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relación del ciclo español con el de los países europeos que forman la UME, esta
sección arranca con una matriz de correlaciones del PIB y de la inflación entre los
países seleccionados. Con el fin de comparar correctamente los resultados se ha
utilizado la misma muestra en todos los países, y, dados los datos disponibles, la
muestra se reduce finalmente al periodo 1977.1-1996.4, dejando fuera algún país
pequeño por falta de datos.
El cuadro 2a muestra los coeficientes de correlación contemporánea en el PIB
usando los dos filtros ya mencionados. Dichos coeficientes son generalmente mayores
con el filtro de bandas pudiendo observar un grupo de países mediterráneos formado por
España, Francia e Italia con correlación entre ellos superior a 0.5. Es notable también la
fuerte relación entre Japón y Estados Unidos. El cuadro 2b muestra la misma
información para la inflación. En general, los valores son menores que en el cuadro
anterior y no significativos en muchos casos. Las diferencias entre los dos filtros
utilizados son más importantes aquí por las características de la tasa de inflación ya
apuntadas. La correlación encontrada para el bloque Mediterráneo es más débil o
desaparece (por Italia). En contraposición, la correlación de la inflación cíclica de
España con la de Alemania es la mayor del cuadro.
[Cuadro 2a y 2b]
En el cuadro 3 se relaciona cada variable de España con la correspondiente de
los otros países. La estructura del cuadro y su significado es similar a la del cuadro 1. La
muestra en cada caso es la máxima disponible. La literatura IRBC señala usualmente los
siguientes hechos estilizados:
• Los comovimientos en la producción son importantes
• Los comovimientos en el consumo son más débiles que en la producción
• La inversión está correlacionada positivamente entre países
• El consumo público no está correlacionado
• Las importaciones y las exportaciones están correlacionadas positivamente,
pero en menor intensidad
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[Cuadro 3]
El coeficiente de correlación lineal máximo de una serie con otra atrasada o
adelantada varios trimestres podría darnos una medida de la sincronía entre las dos
series, pero hay que señalar que no es una medida exacta pues depende de la desviación
típica de cada una de ellas. Así, podemos tener dos series perfectamente sincronizadas
pero con distintas amplitudes que den lugar a distintas desviaciones típicas y a un
coeficiente de correlación lineal menor que la unidad. Por el mismo motivo, el desfase
entre dos series, obtenido por el procedimiento anterior, sólo puede considerarse como
una aproximación al desfase medio observado entre las series en el periodo estudiado.
El ciclo español está fuertemente relacionado con el de Francia, Austria,
Finlandia, Reino Unido, Italia y Portugal, y algo menos con Alemania y Holanda. Fuera
de la UE, no muestra relación con Estados Unidos, aunque sí con Japón. La sincronía es
completa con Alemania, Francia, Italia, Portugal y Austria, mientras que Finlandia y el
Reino Unido parecen ir adelantados y Holanda retrasada respecto a España. Comparado
con el cuadro 2a, donde la muestra excluía la mayor parte de los años 70, los
coeficientes de correlación son menores, mostrando que la integración económica de
España en Europa ha incrementado los comovimientos. El gráfico 4 refuerza esta idea.
[Gráfico 4]
En comparaciones internacionales es un resultado común que la correlación
entre el consumo de dos países tienda a ser menor que entre la producción. En este
estudio, aparecen algunas excepciones a esta regla: el caso de Italia, Holanda, Portugal y
Finlandia. De nuevo Italia es el país más cercano, mientras que Francia se adelanta dos
trimestres. Los modelos IRBC han encontrado dificultades para explicar que los
comovimientos en la producción sean mayores que en el consumo. La intuición que está
detrás de este fenómeno (los detalles, basados en BKK 1995, se encuentran en el
apéndice C) es que un modelo donde la optimización intertemporal de los agentes
suaviza el consumo producirá una alta correlación entre el consumo en dos países si
comercian entre sí sin restricciones y los mercados financieros son completos, pero la
correlación en la producción será menor cuanto más incorreladas estén las
perturbaciones que sufren ambas economías. La existencia de perturbaciones comunes
- 15 -
parece el argumento más sólido para explicar la fuerte relación encontrada entre España
y países como Finlandia y Japón, con los que los vínculos comerciales y financieros no
son tan fuertes.
La correlación en la inversión confirma una gran relación con Francia (ahora la
mayor y adelantándose un trimestre), Portugal e Italia (el área Mediterránea), pero
también con Finlandia. Los modelos IRBC, donde las perturbaciones proceden de
innovaciones de productividad, no explican estas correlaciones si dichas perturbaciones
son idiosincrásicas y el capital es perfectamente móvil entre los países debido, en este
caso, a que una perturbación positiva en un país atrae la inversión de los otros,
produciendo una correlación negativa. Por este motivo, el mejor camino para explicar
este comportamiento es mediante perturbaciones comunes. Los modelos IRBC con
perturbaciones del consumo público y una función de utilidad en el que esta variable
tiene un efecto positivo reducen algo los comovimientos en consumo, pero todavía
mantienen los comovimientos en la producción y en la inversión demasiado bajos.
La relación del componente cíclico del consumo público de España con el de
otros países es débil, lo que no es una sorpresa. Los coeficientes son menores y varían
en signo y retardo.
A primera vista, puede resultar sorprendente el signo positivo de la correlación
de las exportaciones netas de España con las de otros países. Si consideramos el
comercio bilateral, las correlaciones deberían ser negativas, pero hay que tener en
cuenta que los datos empleados son las exportaciones netas de un país frente al resto del
mundo. Por lo tanto, el comovimiento positivo en esta variable puede estar indicando la
existencia de un ciclo común europeo: en una expansión todos los países aumentan su
producción al mismo tiempo, empeorando el nivel de sus exportaciones netas,
principalmente por el aumento de las importaciones. En una recesión ocurriría lo
contrario. Este resultado es especialmente interesante en el caso de España ya que
presenta altos coeficientes con otros países mediterráneos (Italia, Francia y Portugal) y
constituye otra evidencia a favor de que España está dentro del ciclo económico
europeo y de que existe un bloque mediterráneo.
La implicación de este resultado de cara a la política económica es que la
- 16 -
pérdida del tipo de cambio nominal va a ser menos dramática porque tendremos la
misma situación de equilibrio o desequilibrio externo y, por tanto, necesitaremos el
mismo grado de apreciación o depreciación del euro. En caso contrario, es decir, si
tuviéramos una correlación negativa en las exportaciones netas, tendríamos déficit
exterior cuando el resto de los países disfrutaran de superávit y, por lo tanto,
necesitaríamos una depreciación del euro cuando el resto de los países presionaran por
una apreciación.4 Para el Banco de España la causa de este resultado es el
acompasamiento de las políticas monetarias en los últimos años, que han favorecido la
estabilidad cambiaria y generado posiciones de competitividad similares frente al resto
del mundo (Informe Anual 1997, pag 22).
Finalmente, las correlaciones entre las tasas de inflación son más pequeñas que
entre el PIB (ver Gráfico 5) lo que implica que la integración real es más fuerte que la
nominal, posiblemente porque la inflación es más sensible a ciertas diferencias
existentes entre los países: política monetaria, estructura de los mercados, negociación
salarial, etc. Como ya se ha señalado anteriormente, para esta variable el filtro de
bandas es el más adecuado. Los resultados muestran una correlación positiva con las
tasas de inflación de Portugal, Italia, Finlandia y Austria y negativa con el resto
(incluyéndose Francia y Alemania). Este resultado puede levantar dudas sobre el éxito
de la política monetaria común ya que mientras en unos países la inflación crece en
otros decrece. De hecho, aunque la coordinación ha crecido de forma substancial en los
últimos años, este punto constituye uno de los principales riesgos para España, como ha
señalado Alberola (1998). El riesgo consiste en que los diferenciales positivos de
inflación debidos a las características específicas de un país reducirán su competitividad
en los sectores expuestos a la competencia internacional. La labor pendiente en España
es reducir este diferencial con las reformas estructurales que el Banco de España, entre
otros, ha venido reclamando insistentemente.
[Gráfico 5]
4.- CONVERGENCIA CÍCLICA E INTEGRACIÓN ECONÓMICA.
La noción de convergencia se asocia habitualmente con la teoría del crecimiento
- 17 -
económico, en el sentido de esperar que la producción per cápita de distintas economías
muestre una tendencia a igualarse a largo plazo. Se trata por tanto de una convergencia
mensurable a través de una sola variable, la renta per cápita. En la práctica hay diversas
formas de medir esta convergencia, pero la pionera fue la hipótesis de convergencia
absoluta (Barro y Sala-i-Martin, 1992). Si todas las economías muestran un crecimiento
continuo de su renta per cápita, la convergencia requiere que las que tengan un menor
nivel crezcan más rápidamente para acortar diferencias. Este comportamiento debería
arrojar una correlación negativa entre el nivel y la tasa de crecimiento de la renta per
cápita en un estudio comparativo internacional.
En relación con la UME, la convergencia se ha asociado a las condiciones
establecidas en el Tratado de Maastricht. Tales condiciones imponían a los países
aspirantes una convergencia en los niveles de determinados objetivos, definidos en
valores absolutos (el déficit público y la deuda) o en relación con la media de los tres
países mejor situados (la inflación y los tipos de interés). Se trata de una convergencia
en los niveles de las variables y, por tanto, no se distingue entre ciclo y tendencia.
Algunos estudios han analizado la convergencia en los niveles de inflación y tipos de
interés y para ello aplican el concepto de cointegración (Camarero, Esteve y Tamarit
1996 y Camarero, Ordóñez y Tamarit 1998).
El concepto de convergencia también puede aplicarse al estudio de los ciclos
económicos. La UME es un claro ejemplo de un arreglo monetario que facilitará aún
más la integración económica entre los países europeos que la formen. En teoría hay
pocas dudas de que la unión resultará beneficiosa para el crecimiento a largo plazo de
todos los países, pero cabe preguntarse sobre sus efectos a corto y medio plazo. La
literatura sobre uniones monetarias establece como condición previa para conseguir el
éxito que las perturbaciones que afecten a los países que la formen sean comunes y
produzcan efectos similares, pero recientemente Frankel y Rose (1998) han mostrado
que la propia integración económica puede conseguir este efecto a posteriori. Para ello
estudian 20 países industrializados y encuentran que en los últimos 30 años, a medida
que el comercio entre países ha ido creciendo, la correlación entre sus productos
también lo ha hecho. Este resultado avala la conclusión de que una unión monetaria
propicia, a través de la intensificación de los movimientos comerciales y financieros,
- 18 -
una mayor difusión de las perturbaciones, lo que permite que las perturbaciones
específicas de un país se transmitan rápidamente y se conviertan en perturbaciones
comunes. Si a esto unimos la existencia de una política monetaria forzosamente común
y una muy probable coordinación en materia fiscal, podremos esperar una mayor
similitud en la respuesta de cada una de las economías a las perturbaciones, reforzando
la sincronía cíclica entre los países.
Lo que queremos comprobar en esta sección es si el proceso de integración de la
economía española en la Unión Europea desde 1986 ha producido un aumento en la
sincronía cíclica. Si éste es el caso, es razonable esperar una profundización de la misma
dentro de la UME.
El primer problema que debemos resolver es que no hay en la literatura una
forma estándar para medir la convergencia cíclica. La dificultad estriba en sintetizar la
gran cantidad de información disponible sobre el ciclo económico. En principio,
tendríamos que seleccionar el conjunto de variables de referencia y una estrategia
óptima sería construir un indicador sintético de sincronía cíclica que reflejara
ponderadamente la información de todas las variables. Sin embargo esto puede ser tan
complejo en el ámbito teórico y práctico como construir un índice de bienestar social y
está fuera de nuestro objetivo. Nuestra aproximación al problema ha sido utilizar sólo el
PIB para comprobar la convergencia cíclica real y la tasa de inflación para analizar la
convergencia cíclica nominal.
Una segunda cuestión a resolver deriva del hecho de que lo que se busca no es
un indicador que nos diga cómo ha sido la relación cíclica en un periodo de tiempo
dado, sino cómo ha evolucionado esta relación a lo largo de ese periodo. Nuestra
definición operativa es la siguiente: dos series muestran convergencia cíclica si su
coeficiente de correlación lineal contemporáneo, calculado para un número fijo de
periodos, aumenta a lo largo del tiempo. Esto significa que utilizamos un coeficiente de
correlación lineal móvil, con una ventana de 20 trimestres. Claramente, si el resultado es
una serie de coeficientes crecientes habrá convergencia. Para realizar este análisis
hemos utilizado los ciclos obtenidos con el filtro HP con el fin de perder las menos
observaciones posibles.
- 19 -
Los resultados generales aparecen en el gráfico 6. A lo largo de los 70 hubo una
relación significativa entre los tres países más grandes (Alemania, Estados Unidos y
Japón) debido sobre todo a la existencia de perturbaciones comunes, sin embargo, la
reacción a la crisis del petróleo fue una política monetaria más restrictiva en Alemania
que en Estados Unidos, lo que inició un proceso de desincronización del ciclo entre
ambos países. Asimismo, a principios de los 80 Japón perdió su relación con los otros
dos países y, aunque desde 1986 Alemania y Japón fortalecen su relación, Estados
Unidos queda desincronizado. A comienzos de los 80 Estados Unidos y el Reino Unido
inician un proceso de acercamiento al desarrollar simultáneamente una política
monetaria restrictiva y disfrutar de la expansión de la segunda mitad de los años 80,
impulsada por la liberalización financiera y la caída de los precios del petróleo. La
ralentización en la actividad observada en el ámbito general a principios de los 90 no es
el resultado de perturbaciones comunes sino de problemas específicos de algunos
países. Así, en Estados Unidos y el Reino Unido nos encontramos con la política
monetaria restrictiva y la caída en el consumo, mientras que en Alemania y Europa
continental se produce un aumento de los tipos de interés como consecuencia de la
expansión fiscal ocurrida tras la unificación alemana. En Japón el estallido de la burbuja
financiera de los 80 fue especialmente dramático para sus instituciones financieras y en
ella se encuentra el origen de los malos resultados económicos acontecidos en los 90. La
relación entre Alemania, Francia e Italia también fue muy fuerte durante los 70, se
debilitó a principios de los 80 y se reconstruyó en la segunda mitad de la década, si bien
ahora es más fuerte la sincronía entre los dos países mediterráneos que la que muestra
cualquiera de ellos con Alemania.
[Gráfico 6]
En definitiva, la conclusión que puede extraerse es que la fuerte sincronía que
existió entre los G5 en los años 70 se rompió a principios de los 80 y el cuadro
emergente en los últimos años 80 y los 90 muestra la polarización de la economía global
en dos bloques: por un lado, Estados Unidos y el Reino Unido y, por otro, la Europa
continental y Japón (hasta principios de los años 90). Esta polarización de la economía
también ha sido encontrada por Ledo y Sebastián (1997) utilizando una aproximación
diferente y ha sido igualmente resaltada por el FMI en su World Economic Outlook
- 20 -
1998. Una de las principales consecuencias que se deriva es que las tasas de inflación
podrían ser menores a las esperadas, pues las presiones por parte de la demanda pueden
transmitirse a los países con exceso de capacidad. Esto no ha sido posible en otras
expansiones globales que provocaron presiones inflacionistas en todos los países e
hicieron necesarias políticas monetarias restrictivas.
En el caso de España, la convergencia cíclica es clara con Italia y Francia desde
1986, alcanzándose el mismo grado de sincronía entre los tres países. La convergencia
con Alemania, aunque más débil, es comparable a la mostrada por Francia e Italia e
incluso mayor que la de estos países al final del periodo. Con el Reino Unido no hay en
absoluto convergencia, siendo el grado de sincronía con este país errático y muy similar
al mostrado con Estados Unidos.
La convergencia en inflación es menos clara. Ni siquiera con Francia e Italia,
países con los que la convergencia real es muy significativa, podemos hablar de
convergencia cíclica en inflación5. La explicación a esta diferencia entre la
convergencia real y nominal puede encontrarse en la imperfecta coordinación de las
políticas monetarias, las fluctuaciones en los tipos de cambio (que afectan a los precios
interiores) y las rigideces nominales idiosincrásicas asociadas al mercado de trabajo y a
los sectores no comercializables. A este respecto hay que considerar que dentro de la
UME las dos primeras fuentes de esta divergencia desaparecerán, de modo que la
convergencia en inflación dependerá del funcionamiento de los mercados no expuestos
a la competencia internacional.
Uno de los factores que explican la evolución de la convergencia cíclica real de
España es el comercio internacional. El gráfico 7 muestra el grado de apertura de
nuestra economía al comercio con distintos países. Con la UE los intercambios
comerciales se disparan desde 1986, fecha de nuestra incorporación a la Comunidad
Europea, superando actualmente el 40% del PIB. La evolución es más espectacular si la
comparamos con EEUU y Japón, con ratios estables y por debajo del 5%. Con
Alemania, Francia e Italia la evolución ha sido similar a la del conjunto de la UE. El
país con el que tenemos más intercambios es Francia, seguido de Alemania e Italia. El
comercio es por tanto una buena base para explicar los resultados anteriores, pero no es
el único factor explicativo, como demuestra el hecho de que tengamos más sincronía
- 21 -
cíclica con Italia que con Alemania, a pesar de que nuestro comercio es sustancialmente
mayor con Alemania. Fatás (1998) realiza estimaciones econométricas del efecto del
comercio sobre el grado de correlación del ciclo y observa que el aumento del comercio
no es suficiente para explicar el aumento de la correlación del ciclo. Naturalmente la
coordinación de políticas dentro del SME es un factor explicativo muy importante.
Canova y Dellas (1993) en un análisis más global de la contribución del comercio a la
sincronía cíclica encuentran poca relevancia, argumentando que posiblemente este
mecanismo ha sido superado por otras perturbaciones comunes (shocks del petróleo),
creciente integración en los mercados financieros y coordinación de políticas.
[Gráfico 7]
Podemos concluir esta sección con la idea de que la convergencia cíclica real
(PIB real) con los principales países de la UME, es un hecho destacable de la economía
española en los últimos años. Esto se ha conseguido gracias a la existencia de
perturbaciones comunes, a la profundización en la integración económica que ha
reforzado los canales de transmisión de las perturbaciones y a la coordinación de las
políticas macroeconómicas que ha supuesto el alcanzar los criterios establecidos en el
tratado de Maastricht. Además hay que esperar que dentro de la UME la integración y la
coordinación mejorará, fortaleciendo la convergencia cíclica. No obstante, la UME no
es una garantía frente a las perturbaciones específicas que pueda sufrir cada país, pues
sin la posibilidad de acudir a la política monetaria y al tipo de cambio, los ajustes
deberán provenir de la flexibilidad de los mercados de factores y productos.
5.- CONCLUSIÓN
En este artículo hemos revisado las características cíclicas de España y las hemos
comparado con las correspondientes a los países de su entorno. Con ello hemos
pretendido cuantificar el grado de sincronía entre el ciclo español y el de sus socios,
utilizando las técnicas habituales en el estudio de los ciclos. También proponemos una
metodología simple para cuantificar la convergencia cíclica entre dos países consistente
en calcular un coeficiente de correlación móvil. Los principales resultados pueden
- 22 -
sintetizarse en los siguientes puntos:
•
Gran similitud en las características cíclicas nacionales, excepto en el
comportamiento del gasto público. España muestra una correlación negativa
entre las exportaciones y la producción mientras que en el resto de los países
esta correlación es positiva. También es destacable la gran similitud en la
respuesta de las exportaciones netas a la relación real de intercambio entre
España, Italia y Francia.
•
Los comovimientos muestran una fuerte relación entre los ciclos económicos de
España, Francia e Italia.
•
La integración nominal es más débil que la real, pues las correlaciones entre las
tasas de inflación de los distintos países son menores que entre las variables
reales.
•
Hay una clara convergencia cíclica, desde la mitad de los años 80, entre España,
Italia y Francia que permite distinguir un bloque mediterráneo robusto. La
convergencia también ha aumentado con Alemania, aunque en menor grado.
Puesto que no desarrollamos un modelo formal del ciclo español no podemos evaluar
hasta qué punto los comportamientos observados se deben a perturbaciones comunes o a
los mecanismos de transmisión internacional de perturbaciones. En todo caso sería
difícil explicar con un modelo calibrado para el periodo 1970-96 el aumento de la
convergencia cíclica desde 1986. Los grandes cambios que ha sufrido la economía
española en sus condicionantes externos con la entrada en la CEE y en el SME tendrían
que reflejarse de alguna manera para que los resultados de las simulaciones se acerquen
a lo observado. Adicionalmente, la crítica de Lucas parece justificada cuando
pretendemos hacer previsiones sobre el comportamiento dentro de la UME utilizando la
experiencia anterior. Estas consideraciones nos obligan a ser muy prudentes al extraer
una conclusión sobre las posibilidades de nuestra economía dentro de la UME. Con esta
prudencia, nuestra conclusión es que la economía española ha mostrado una capacidad
de adaptación notable, integrándose en la UE con todas sus consecuencias y nada nos
dice que este proceso no pueda seguir produciéndose, permitiendo un aprovechamiento
de las ventajas de la UME y reduciendo sus peligros.
- 23 -
APÉNDICE A: FUENTES ESTADÍSTICAS.
Los datos de las distintas series para los diferentes países se han obtenido de las
Quarterly National Accounts de la OCDE. Los pesos relativos de cada país dentro de la
UE son los del cuadro siguiente, calculados a partir del PIB de 1994 en paridades de
poder adquisitivo.
PAIS
Alemania (Occidental)
Francia
Italia
Reino Unido
España
Holanda
Bélgica
Austria
Suecia
Portugal
Grecia
Dinamarca
Finlandia
Irlanda
Luxemburgo
PESO (%)
24.1
16.7
16.0
15.5
8.0
4.3
3.1
2.4
2.3
1.9
1.8
1.6
1.2
0.8
0.2
PERIODO
1970.1-1996.4 (a)
1970.1-1996.4
1970.1-1996.4
1970.1-1996.4
1970.1-1996.4
1977.1-1996.4
1970.1-1995.4
1980.1-1996.4
1977.1-1993.4 (b)
1977.1-1996.4
1975.1-1996.4
(a) La OCDE proporciona para Alemania Occidental las series del PIB real y nominal (periodo
1970:1-1996:4), pero no su desagregación por los componentes de la demanda. Para obtener
estos componentes hemos utilizado los datos de la Alemania Unificada.
(b) Cambio de metodología a partir de esa fecha.
Para Japón y EEUU las series utilizadas corresponden al periodo 1970.1-1996.4
y provienen de la misma fuente.
La relación real de intercambio se ha calculado como el cociente entre el
deflactor de las importaciones y de las exportaciones. Los deflactores se han obtenido a
partir de las series de exportaciones e importaciones en términos reales y nominales que
se recogen en el Quarterly National Accounts.
Algunas series no están desestacionalizadas por lo que hemos procedido a su
desestacionalización aplicando el método de extracción de señales basado en la forma
reducida, partiendo de un modelo de líneas aéreas para cada una de las series. La
estimación del modelo ARIMA y la extracción de las señales se ha llevado a cabo con el
programa SEATS (Signal Extraction in ARIMA Time Series) de Gómez y Maravall
(1996).
- 24 -
APÉNDICE B: FILTROS UTILIZADOS
Los filtros empleados en este trabajo para extraer el componente cíclico han sido
el de Hodrick y Prescott (1997) y el de bandas de Baxter y King (1995). En una
exhaustiva comparación de métodos de extracción de la señal cíclica, Canova (1995)
concluye que éstos son los dos mejores métodos, tanto por su directa interpretación
económica como por sus propiedades estadísticas.6 En particular no utilizamos la
primera diferencia por dos motivos: primero porque no todas las series son integradas
de orden uno; y segundo porque el filtro de primera diferencia tiene una función de
ganancia que amplifica las altas frecuencias, obteniendo con él un componente cíclico
con una alta irregularidad (ver por ejemplo el artículo de Baxter y King para una
comparación).
El filtro de Hodrick y Prescott es un método conocido y frecuentemente
utilizado en la última década. Su aplicación obtiene la tendencia de la serie basándose
en que ésta tiene un perfil suave a lo largo del tiempo sin tasas de crecimiento
constantes. Dicha tendencia resulta de la resolución del siguiente problema:
T
T
(
2
2
min ∑ ct + λ ∑ ∆ g t
{gt } t =3
t =3
)
2
s.a. c t = x t − g t
donde xt=ln Xt, siendo Xt la serie original, gt el logaritmo de la tendencia, ct el
componente cíclico (medido en desviación logarítmica respecto a la tendencia) y λ es
un parámetro que penaliza la variabilidad de la tendencia, y por tanto será mayor cuanto
más suave se quiera hacer la tendencia. Para datos trimestrales el valor utilizado es
siempre λ=1600, por eso lo denominamos HP1600. Este filtro mantiene las altas y
medias frecuencias y elimina las bajas (King y Rebelo 1993), actuando de forma similar
a un filtro de paso alto donde la frecuencia de corte depende del parámetro λ.
Adicionalmente el filtro tiene las siguientes características: (1) El componente cíclico
obtenido es estacionario, incluso si la serie original es I(2); (2) No introduce desfase; y
(3) El componente cíclico obtenido no depende de la longitud de la serie.
A diferencia del filtro anterior, el filtro de bandas propuesto por Baxter y King
- 25 -
(1995) selecciona de los datos originales los componentes que se encuentran dentro del
rango de frecuencias cíclicas. El procedimiento deja fuera los elementos de baja
frecuencia (con periodicidad mayor de 32 trimestres), que son atribuibles al crecimiento
económico de largo plazo y también elimina los componentes de alta frecuencia
(periodicidad menor de 6 trimestres) que recogen movimientos irregulares de corto
plazo, y por eso lo denominan BK(6,32). Baxter y King construyen este filtro
calculando las ponderaciones de una media móvil simétrica y con la restricción
adicional de que las ponderaciones sumen cero, que tiene la propiedad de no introducir
desfase en la serie filtrada y de conseguir series filtradas estacionarias aunque las
originales sean integradas.
El filtro sería perfecto si la media móvil usara un número infinito de
ponderaciones. Puesto que esto no es posible, los autores calculan un filtro aproximado
que utilice un número razonable de elementos. Un procedimiento de minimización de
una función de discrepancias entre la estructura de frecuencias objetivo y la implicada
por el parámetro de truncamiento de la media móvil (K) indica que las ponderaciones
han de ser las mismas que las del filtro ideal hasta el elemento K. Por tanto, el filtro
aproximado óptimo es simplemente una media móvil con los K primeros elementos del
filtro ideal. La dificultad de lo anterior es que no hay un valor de K óptimo: un valor
alto de K permite acercarse más al filtro ideal, pero a costa de una pérdida mayor de
observaciones (K en cada extremo). La elección de K, por tanto, depende de la longitud
de la muestra y de la necesidad de acercarse al filtro ideal. Para el caso de EEUU que
estudian Baxter y King, la comparación de los resultados con K=(4, 8, 12, 16, 20) sobre
una muestra de 188 trimestres permite concluir que K=12 produce unos resultados
estables (muy similares a los obtenidos con K mayor).
El filtro de bandas aproximado, al que nos referiremos como BK(6,32), añade a
las características del filtro HP1600 las siguientes: (1) Extrae el intervalo de frecuencias
especificado sin alterar sus características originales; (2) Es una aproximación óptima al
filtro ideal (minimiza una función de discrepancias entre el filtro óptimo y el
aproximado). La pérdida de observaciones no es una desventaja frente al filtro HP1600,
puesto que en éste también se deberían despreciar los 12 primeros datos filtrados en
cada extremo (con datos trimestrales) porque el filtro no tiene propiedades estables en
- 26 -
esos extremos.
APÉNDICE C: MODELOS IRBC
C.1. Dos países y un único bien
El modelo básico aparece descrito con detalle en Baxter (1995) y Backus, Kehoe y
Kydland (1995). Aquí sólo vamos a presentar las líneas generales basándonos en este
último.
Cada país i está representado por un único agente cuyas preferencias vienen
dadas por:
∞

E0 ∑ β tU (cit ,1 − nit )
 t =0

donde β es el factor de descuento subjetivo, c es el consumo y n el tiempo dedicado al
trabajo.
El producto del país i es:
yit = zit F (kit , nit )
donde
F (kit , nit ) = kitθ nit(1−θ )
La restricción global de recursos es:
∑ (c
it
i
+ xit + g it ) = ∑ zit F (kit , nit )
i
Las exportaciones netas del país i son nxit = yit − (cit + xit + git ) . Se supone que
el comercio internacional va dirigido a suavizar intertemporalmente el consumo y a
diversificar el riego.
La inversión se describe bien como un proceso que dura varios periodos
(enfoque time to build) o como un proceso sujeto a costes de instalación, en ambos
- 27 -
casos se trata de reducir con ello sus fluctuaciones.
Los ciclos tienen su origen en perturbaciones de productividad y/o demanda. Las
perturbaciones de productividad se recogen a través del vector z y se supone que siguen
el siguiente proceso estocástico:
 z1,t +1 
z  =
 2 , t +1 
 ρ1
υ
 2
υ1   z1, t  σ 2 ϕ   ε1, t +1 
 +


ρ 2   z2, t   ϕ σ 2  ε 2,t +1 
donde υi es el efecto difusión (spillover), un parámetro que recoge el grado de
transmisión de la perturbación, ρ i es la persistencia y ϕ la covarianza de las
perturbaciones en ambos países. Con estos parámetros se puede modular el tipo de
shock que sufre cada país, la relación entre ellos y el grado de transmisión internacional.
Si se parte del supuesto de mercados completos, las simulaciones con este
modelo estándar tienden a dar un comovimiento en el consumo alto y comovimientos
negativos en el PIB, la inversión y el empleo. La razón se encuentra en que una
innovación positiva en un país hace aumentar su producción, inversión y empleo, pero
también atrae la inversión extranjera, lo que produce una recesión en el otro país.
Se han desarrollado algunas variaciones en este modelo estándar para tratar de
mejorar sus resultados. Por ejemplo, introduciendo restricciones en el comercio de
bienes y/o activos que conducen a un comovimiento positivo en la producción pero
todavía menor que en el consumo. El aumento en la correlación entre las perturbaciones
(ϕ ) también da lugar a un comovimiento en la producción, aunque menor que en el
consumo, lo que parece sugerir que las perturbaciones comunes explican una parte
importante de los fuertes comovimientos observados en el PIB.
El gobierno tiene un papel muy limitado en estos modelos y normalmente se
incorpora mediante una simple restricción presupuestaria de la forma: git = τ it yit . Ravn
(1993,1997), Bec (1995) y Roche (1996) consideran que el consumo del gobierno puede
aumentar la utilidad privada y adicionalmente introducen un proceso estocástico para
esta variable en ambos países, similar al realizado para z. Las perturbaciones de
demanda, a diferencia de las de productividad, generan correlación positiva entre los
productos de los dos países, aunque no haya covarianza entre las perturbaciones de cada
- 28 -
país, por la vía del comercio exterior. Sin embargo en los modelos RBC las
perturbaciones del gasto público tienen muy poco efecto real. Por este motivo la
introducción de estas perturbaciones ayuda a reducir el comovimiento en el consumo
privado, pero todavía se obtienen comovimientos en la producción, la inversión y el
empleo demasiado bajos.
C.2.- Dos países y dos bienes
Este modelo incorpora la presencia de comercio internacional y tipos de cambio
partiendo de que cada país produce bienes diferentes que son sustitutivos imperfectos.
Sus líneas generales son las que a continuación se especifican y también descansan en
BKK (1995).
Los agentes tienen la misma función de utilidad que antes. El país 1 está
especializado en el bien a y el país 2 en el bien b. Las funciones de producción
correspondientes son también similares a las del caso anterior. Denotamos con a1 la
cantidad de bien a consumida en el país 1; a2 la cantidad de bien a consumida en el país
2; b1 la cantidad del bien b consumida en el país 1 y b2 la cantidad del bien b
consumida en el país 2. Por lo tanto:
y1 = a1 + a2
y2 = b1 + b2 .
El consumo, la inversión y el consumo del gobierno son un bien compuesto de a
y b, según la siguiente expresión:
cit + xit + git = G (ait , bit )
donde:
[
G (ait , bit ) = ωa1−α + b1−α
]
1
1 −α
es el agregador de Armington y 1/α es la elasticidad de substitución entre a y b.
Sea pt el precio relativo de b en términos de a y, por tanto, la relación real de
- 29 -
intercambio para el país 1, de modo que: nx1t = (a2t − pt b1t ) .7
El problema con este tipo de modelos es que las volatilidades de la relación real
de intercambio y de las exportaciones netas son muy bajas comparadas con las
observadas y además persisten los problemas con los comovimientos en el PIB,
consumo, inversión y empleo.
Recientemente, se han desarrollado algunas extensiones de este modelo. Chari,
Kehoe y McGrattan (1997) desarrollan un modelo con rigidez nominal de precios y
monopolistas que discriminan el precio entre países, y consiguen una volatilidad de la
RRI mucho más cercana a la observada. Canova y Marrinan (1998) introducen
interdependencias en las producciones, permitiendo que el capital extranjero sea
utilizado como un bien intermedio en la producción del bien nacional. Esta ampliación
permite incluir un canal adicional de propagación de las perturbaciones que resulta ser
importante. Sin embargo, su conclusión es que los fuertes comovimientos en la
producción se explican mejor por perturbaciones comunes que por la existencia de
mecanismos de transmisión internacional de perturbaciones. Zimmermann (1997a)
considera tres países (pequeño, grande y el resto del mundo) y tres bienes y encuentra
que el tamaño del país es importante para explicar algunas diferencias observadas en las
volatilidades. La distancia es otra variable significativa para explicar los comovimientos
pero el comercio no es muy importante como mecanismo para transmitir fluctuaciones.
Zimmermann (1997b) introduce perturbaciones estocásticas sobre el tipo de cambio
nominal con el objeto de recoger la alta volatilidad observada en la relación real de
intercambio y mejora ésta y otras dimensiones del modelo.
NOTAS A PIE DE PAGINA
*
Agradecemos a Albert Marcet, José García Solanes, Juan Francisco Jimeno, Cecilio Tamarit, Javier
Gardeazábal, Eva Ortega y Zenón Jiménez-Ridruejo sus comentarios, así como los de los participantes en
- 30 -
las V Jornadas de Economía Internacional, el XXII Simposio de Análisis Económico, las I Jornadas de
Macroeconomía Dinámica y el XI Simposio de Moneda y Crédito donde ha sido presentado este artículo.
Agradecemos también el apoyo financiero de la CYCIT (proyecto SEC97-1379). Los posibles errores son
de nuestra responsabilidad.
1
Esta es la opinión del Banco de España expresada en su Informe Anual 1997 “(...) en los últimos años,
los países de la UME-11 han mantenido un grado de sincronía cíclica bastante elevado, que se verá
previsiblemente reforzado por la propia UME, al homogeneizarse completamente la política monetaria y
entrar en vigor el Pacto de Estabilidad y Crecimiento.” (pag. 16). También es la opinión del FMI que en
su World Economic Outlook 1998 expresa que “La correlación creciente en el crecimiento del PIB entre
los países de la UE en los últimos años, reflejando una integración económica creciente y una
convergencia de políticas económicas, sugiere que las diferencias cíclicas serán menores a medida que el
proceso continúe.” (pag 71).
2
3
Las tablas completas, los datos usados y los programas de Matlab se pueden solicitar a los autores.
Ver por ejemplo las colecciones extensivas de datos en Zimmerman (1997b, 1997c), Fiorito y
Kollintzas (1994), Danthine y Donalson (1993), Ravn (1993), Backus y Kehoe (1992). Baxter (1995) y
BKK (1995) revisan los hechos estilizados y especialmente aquellos no fácilmente explicables con los
modelos disponibles.
4
El Informe Anual 1997 del Banco de España comenta esta situación y asegura que la actual situación
con posiciones de moderado superávit en todos los países de la UME-11 “es un buen precedente para la
UME, porque tiende a reducir la probabilidad de que se presenten dilemas derivados de una determinada
trayectoria del tipo de cambio del euro que, en presencia de situaciones discrepantes de las balanzas de
pagos de estos países, pudiera complicar la toma de decisiones de política monetaria” (pag 22).
5
Los resultados podrían mejorar si utilizáramos el filtro BK(6,32), como ya se ha comentado
anteriormente, pero los resultados se limitarían al periodo 1975-1991.
6
Recientemente Domenech et al (1997) han utilizado un nuevo método con series anuales que mejora las
propiedades de los filtros HP y BK. Su estrategia tiene dos etapas, en la primera obtienen el componente
ciclo-tendencia mediante un procedimiento de extracción de señales basado en la modelización de la
serie, y en la segunda etapa aplican un filtro de paso bajo fijo para obtener la tendencia.
α
7
G
1a 
En equilibrio pt = a =  1  .
Gb ω  b1 
- 31 -
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- 36 -
Cuadro 1. Características cíclicas de cada país
A. PIB
España
Alemania
Francia
Italia
Holanda
Portugal
Reino Unido
Austria
Finlandia
Japón
Estados Unidos
B. CONSUMO
España
Alemania
Francia
Italia
Holanda
Portugal
Reino Unido
Austria
Finlandia
Japón
Estados Unidos
C. INVERSIÓN
España
Alemania
Francia
Italia
Holanda
Portugal
Reino Unido
Austria
Finlandia
Japón
Estados Unidos
D. CONSUMO PÚBLICO
España
Alemania
Francia
Italia
Holanda
Portugal
Reino Unido
Austria
Finlandia
Japón
Estados Unidos
E.INFLACIÓN
España
Alemania
Francia
Italia
Holanda
Portugal
Reino Unido
Austria
Finlandia
Japón
Estados Unidos
Filtro HP1600
SDR CORR L
PER
SD
0.93
0.81
0.84
0.86
0.51
0.51
0.83
0.77
0.89
0.83
0.86
1.18
1.47
1.07
1.49
1.30
1.94
1.79
1.08
2.56
1.42
1.73
0.93
0.76
0.66
0.92
0.68
0.78
0.82
0.45
0.93
0.68
0.88
1.20
1.26
0.88
1.25
1.21
1.85
1.97
1.09
2.08
1.38
1.41
1.02
0.86
0.82
0.84
0.93
0.95
1.10
1.01
0.81
0.97
0.82
0.82
0.75
0.67
0.81
0.59
0.69
0.84
0.57
0.88
0.83
0.89
0.95
0.86
0.90
0.91
0.18
0.91
0.78
0.84
0.90
0.86
0.91
4.59
3.85
3.08
3.82
4.91
6.61
4.10
2.92
7.82
3.48
4.96
3.89
2.62
2.88
2.56
3.78
3.41
2.29
2.70
3.05
2.45
2.87
0.88
0.67
0.79
0.89
-0.17
0.93
0.57
0.81
0.94
0.52
0.62
1.08
1.09
0.81
0.53
1.06
1.54
1.02
0.48
0.73
1.30
0.79
0.51
-0.06
0.14
0.60
-0.08
-0.43
0.34
-0.41
0.27
0.51
0.53
0.59
0.36
0.54
0.69
0.68
1.81
1.03
0.90
0.53
0.76
0.34
Filtro BK
SDR CORR L
PER
SD
0.96
0.93
0.93
0.89
0.92
0.96
0.95
0.92
0.97
0.94
0.93
1.27
1.49
1.07
1.51
1.09
1.50
1.74
1.12
2.53
1.22
1.73
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
-1
0.95
0.95
0.91
0.93
0.94
0.96
0.95
0.88
0.96
0.92
0.94
1.34
1.19
0.83
1.27
0.92
1.76
1.85
0.98
2.00
1.20
1.35
1.06
0.80
0.78
0.84
0.84
1.17
1.06
0.88
0.79
0.98
0.78
0.81
0.77
0.78
0.85
0.65
0.85
0.88
0.73
0.89
0.79
0.93
0
-1
-1
0
0
0
0
-2
0
0
-1
0.87
0.84
0.85
0.79
0.70
0.65
0.73
0.70
0.88
0.93
0.95
0
0
0
1
0
2
0
0
1
0
0
0.96
0.94
0.95
0.94
0.93
0.97
0.94
0.94
0.97
0.94
0.95
4.50
3.56
3.01
3.68
2.78
6.95
4.27
2.80
7.54
3.10
4.98
3.54
2.39
2.81
2.44
2.55
4.63
2.45
2.50
2.98
2.54
2.88
0.87
0.90
0.87
0.83
0.68
0.89
0.79
0.79
0.94
0.95
0.96
0
0
0
1
0
1
0
1
1
0
0
0.92
0.74
0.76
0.36
0.82
0.79
0.57
0.44
0.29
0.92
0.46
0.54
0.52
-0.42
0.31*
-0.26
0.66
-0.40
-0.47
0.82
-0.52
0.46
6
6
3
-6
-5
0
-5
-2
6
4
6
0.91
0.90
0.90
0.94
0.91
0.93
0.91
0.94
0.95
0.84
0.92
1.16
1.07
0.80
0.45
0.51
1.58
0.97
0.49
0.66
1.25
0.79
0.91
0.72
0.75
0.30
0.47
1.05
0.56
0.44
0.26
1.02
0.46
0.42
0.56
-0.42
0.31*
0.65
0.72
-0.50
-0.46
0.78
-0.66
0.64
2
6
3
-3
6
0
-4
-3
6
4
6
0.50
0.24
0.50
0.46
0.52
0.93
0.58
0.83
0.21
0.54
0.20
0.21*
0.42
0.25*
0.59
-0.28
-0.36
0.45
-0.15
0.34
0.58
0.55
2
1
2
0
-4
-4
5
-6
-2
2
4
0.83
0.84
0.77
0.84
0.81
0.82
0.89
0.77
0.82
0.86
0.91
0.52
0.22
0.35
0.61
0.29
0.68
0.86
0.31
0.40
0.70
0.29
0.41
0.15
0.33
0.40
0.27
0.45
0.49
0.28
0.16
0.57
0.17
0.29*
0.64
0.38*
0.70
0.29*
-0.49
0.59
0.48
0.39
0.69
0.68
0
2
6
0
0
-3
5
1
-2
2
4
- 37 -
Cuadro 1. Características cíclicas de cada país (continuación).
PER
SD
Filtro HP1600
SDR CORR L
PER
SD
Filtro BK
SDR CORR L
F. EXPORTACIONES
España
0.91 3.13 2.65 -0.53 6
0.93 2.93 2.31 -0.42 6
Alemania
0.74 3.41 2.32 0.59 0
0.89 3.39 2.28 0.71 1
Francia
0.57 2.95 2.76 0.61 0
0.91 2.65 2.48 0.67 0
Italia
0.53 3.95 2.65 -0.37 5
0.89 3.38 2.24 0.44 -1
Holanda
0.45 2.33 1.79 0.57 0
0.89 1.95 1.79 0.72 -1
Portugal
0.70 5.47 2.82 0.36* 0
0.91 3.88 2.59 -0.38* -4
Reino Unido
0.36 3.04 1.70 0.50 0
0.89 2.45 1.41 0.60 0
Austria
0.53 3.12 2.89 0.66 0
0.90 2.81 2.51 0.70 0
Finlandia
0.33 4.66 1.82 0.50 -5
0.90 3.68 1.45 0.62 -3
Japón
0.76 4.26 3.00 0.22* 5
0.88 4.41 3.61 0.28* 4
Estados Unidos
0.78 4.38 2.53 -0.67 -6
0.95 4.04 2.34 -0.67 -6
G. IMPORTACIONES
España
0.91 4.62 3.92 0.69 -1
0.93 4.62 3.64 0.68 -1
Alemania
0.77 2.94 2.00 0.87 0
0.93 2.96 1.99 0.91 0
Francia
0.77 3.87 3.62 0.81 0
0.90 3.83 3.58 0.84 0
Italia
0.69 4.73 3.17 0.77 0
0.89 4.46 2.95 0.90 0
Holanda
0.73 2.88 2.22 0.56 0
0.92 2.28 2.09 0.76 -1
Portugal
0.70 6.44 3.32 0.70 1
0.96 6.13 4.09 0.88 -1
Reino Unido
0.71 4.23 2.36 0.70 0
0.89 4.24 2.44 0.79 0
Austria
0.62 3.78 3.50 0.66 0
0.88 3.68 3.29 0.76 0
Finlandia
0.61 5.71 2.23 0.76 0
0.93 5.18 2.05 0.86 0
Japón
0.86 6.14 4.32 0.57 0
0.94 6.08 4.98 0.62 0
Estados Unidos
0.81 5.58 3.23 0.81 0
0.93 5.35 3.09 0.85 0
H. EXPORT. NETAS
España
0.93 1.01
-0.50 1
0.94 1.05
-0.47 0
Alemania
0.76 0.75
-0.49 -4
0.91 0.72
-0.47 -3
Francia
0.66 0.75
-0.42 0
0.89 0.74
-0.46 0
Italia
0.67 0.80
-0.49 1
0.90 0.75
-0.58 1
Holanda
0.42 0.95
-0.35 1
0.84 0.74
-0.34* -5
Portugal
0.64 2.19
-0.51 1
0.96 2.10
-0.73 -2
Reino Unido
0.59 0.81
-0.42 -1
0.92 0.75
-0.53 0
Austria
0.35 1.01
0.36 6
0.89 0.76
0.44 6
Finlandia
0.51 1.44
-0.59 2
0.90 1.23
-0.62 1
Japón
0.87 0.64
-0.53 0
0.94 0.64
-0.56 0
Estados Unidos
0.87 0.49
-0.61 -3
0.96 0.45
-0.58 -2
I. REL. REAL INTERC.
España
0.91 4.33 3.67 -0.36* -4
0.92 4.50 3.54 -0.35* -4
Alemania
Francia
0.76 2.84 2.65 -0.37 -3
0.90 2.69 2.51 -0.33* -3
Italia
0.75 3.52 2.36 -0.54 -6
0.90 3.21 2.13 -0.53 -5
Holanda
0.44 1.31 1.01 -0.35 -6
0.81 1.16 1.06 -0.36 -6
Portugal
Reino Unido
0.78 2.97 1.66 0.29* 4
0.88 2.64 1.52 0.29* 2
Austria
0.41 1.59 1.47 0.23* -4
0.88 1.36 1.21 -0.36* -5
Finlandia
0.76 2.25 0.88 -0.35 -2
0.90 1.92 0.76 -0.47 -3
Japón
0.87 6.56 4.62 0.35 5
0.91 6.67 5.47 -0.30* -6
Estados Unidos
0.84 2.83 1.64 0.61 6
0.91 2.89 1.67 0.56 6
Notas: PER: persistencia (coeficiente de autocorrelación de primer orden); SD: volatilidad absoluta; SDR: volatilidad
relativa; CORR: coeficiente de correlación máximo con el PIB; L: retardo en número de trimestres respecto del PIB
(un retardo negativo es un adelanto y la variable estaría adelantando al ciclo). La muestra es la máxima disponible en
cada caso, como se detalla en el apéndice A.
* : no significativamente diferente de cero según el error estándar consistente de Newey-West.
- 38 -
Cuadro 2.a. Correlaciones contemporáneas entre los PIB. 1977.1-1996.4
Filtro HP1600.
IT
0.52
0.56
0.69
1
RU
0.37*
0.03*
0.45
0.42
1
HO
0.23*
0.68
0.34
0.55
0.25*
1
FI
0.58
0.01*
0.65
0.54
0.58
0.22*
1
US
0.01*
0.18*
0.14*
0.34*
0.58
0.46
0.28*
1
JA
0.58
0.67
0.57
0.51
0.12*
0.43
0.24*
0.08*
1
ES AL
FR
IT
ESPAÑA
1
0.49 0.8
0.64
ALEMANIA
1
0.37* 0.6
FRANCIA
1
0.68
ITALIA
1
REINO UNIDO
HOLANDA
FINLANDIA
ESTADOS UNIDOS
JAPÓN
Nota: * no significativo. + significativo al 10%.
RU
0.47
-0.2*
0.4*
0.36*
1
HO
0.35*
0.78
0.35*
0.74
0.11*
1
FI
0.49
-0.08*
0.64
0.52
0.69
0.24*
1
US
0.04*
0.07*
0.03*
0.36*
0.47
0.55
0.42+
1
JA
0.73
0.78
0.64
0.56
0.00*
0.54
0.21*
0.01*
1
ESPAÑA
ALEMANIA
FRANCIA
ITALIA
REINO UNIDO
HOLANDA
FINLANDIA
ESTADOS UNIDOS
JAPÓN
Filtro BK(6,32).
ES AL
1
0.37
1
FR
0.74
0.45
1
Cuadro 2b. Correlaciones contemporáneas entre tasas de inflación. 1977.1-1996.4.
Filtro HP1600.
ESPAÑA
ALEMANIA
FRANCIA
ITALIA
REINO UNIDO
HOLANDA
FINLANDIA
ESTADOS UNIDOS
JAPÓN
Filtro BK(6,32)
ESPAÑA
ALEMANIA
FRANCIA
ITALIA
REINO UNIDO
HOLANDA
FINLANDIA
ESTADOS UNIDOS
JAPÓN
Notas: ver tabla 2.a.
ES AL
FR
1
0.15* 0.22
1
0.25
1
IT
0.08*
0.26
0.23*
1
RU
-0.21+
0.38
-0.02*
0.26
1
HO
0.10*
0.02*
0.26
0.19
-0.02*
1
FI
-0.05*
-0.03*
0.15*
0.08*
0.01*
-0.03*
1
US
-0.08*
-0.10*
0.09*
0.29+
0.28*
0.18*
0.29*
1
JA
-0.01*
0.10*
0.27
0.13*
0.18*
0.07*
0.15*
0.10*
1
ES AL
1
0.64
1
IT
0.15*
0.26*
0.63
1
RU
-0.39
-0.14*
-0.11*
0.13*
1
HO
-0.01*
0.21*
0.61
0.43
0.15*
1
FI
-0.20*
-0.44
-0.05*
0.36
0.28*
-0.10*
1
US
-0.20*
-0.12*
0.13*
0.49
0.56
0.28*
0.58
1
JA
0.04*
0.13*
0.05*
0.29*
0.6
0.11*
0.38
0.48
1
FR
0.39
0.5
1
- 39 -
Cuadro 3. Comovimientos entre países
A. PIB
Alemania
Francia
Italia
Holanda
Portugal
Reino Unido
Austria
Finlandia
Japón
Estados Unidos
B. CONSUMO
Alemania
Francia
Italia
Holanda
Portugal
Reino Unido
Austria
Finlandia
Japón
Estados Unidos
C. INVERSIÓN
Alemania
Francia
Italia
Holanda
Portugal
Reino Unido
Austria
Finlandia
Japón
Estados Unidos
D. CONSUMO PÚBLICO
Alemania
Francia
Italia
Holanda
Portugal
Reino Unido
Austria
Finlandia
Japón
Estados Unidos
Filtro HP1600
Correlación L
Filtro BK(6,32)
Correlación L
0.42
0.74
0.54
0.25
0.56
0.57
0.62
0.59
0.53
0.33*
0
-1
0
2
0
-3
0
-4
-1
-3
0.44
0.75
0.58
0.47
0.55
0.59
0.68
0.61
0.50
0.28*
0
0
0
3
0
-2
0
-4
-2
-2
0.35
0.64
0.70
0.42
0.56
0.52
0.41
0.66
0.51
-0.45
-3
-2
0
0
1
-4
0
-3
-2
6
0.38*
0.62
0.65
0.52
0.59
0.46
0.55
0.60
0.50
-0.31*
-1
-2
0
1
4
-5
1
-3
-2
6
0.36*
0.81
0.66
0.16*
0.76
0.36
0.36
0.74
0.53
-0.48
-1
-1
1
0
0
-6
-3
0
-2
6
0.27*
0.84
0.59
0.37*
0.77
0.39*
0.33*
0.68
0.57
-0.42
0
-1
0
-6
0
-6
-1
0
-2
4
0.27*
0.40
0.19*
0.27
0.41
0.20*
-0.50
0.51
0.23*
0.28
-4
5
4
2
0
-6
-6
-6
5
-1
0.24*
0.40
0.37*
0.58
0.46
0.26*
-0.56
0.56
0.28*
0.42
-4
4
4
1
-4
2
-6
-1
5
-2
- 40 -
Cuadro 3. Comovimientos entre países (continuación).
Filtro HP1600
Correlación L
Filtro BK(6,32)
Correlación L
E. EXPORTACIONES
Alemania
-0.40
-4
-0.38
-5
Francia
0.47
2
0.55
1
Italia
0.38
1
0.53
1
Holanda
-0.68
-5
-0.85
-6
Portugal
0.35
4
0.31
5
Reino Unido
0.27*
1
0.46
1
Austria
-0.39
-6
-0.43
-5
Finlandia
0.31
-1
0.36*
5
Japón
-0.18*
2
-0.16
-4
Estados Unidos
-0.64
-5
-0.67
-6
F. IMPORTACIONES
Alemania
0.30*
-1
0.35*
0
Francia
0.69
0
0.71
0
Italia
0.54
0
0.57
0
Holanda
0.48
-1
0.40*
0
Portugal
0.75
1
0.86
-1
Reino Unido
0.37
-1
0.35*
0
Austria
0 .24*
0
0.26*
1
Finlandia
0.48
0
0.47
0
Japón
0.48
0
0.45
-1
Estados Unidos
-0.49
5
-0.42
4
E. EXPORT. NETAS
Alemania
-0.25*
6
0.18*
2
Francia
0.50
-1
0.56
-1
Italia
0.57
0
0.62
0
Holanda
0.29
0
-0.42*
6
Portugal
0.46
2
0.61
-2
Reino Unido
0.16*
-2
0.14*
-2
Austria
-0.15*
-2
-0.21*
-2
Finlandia
0.54
-1
0.63
-1
Japón
0.52
-3
0.50
-3
Estados Unidos
-0.66
0
-0.65
0
F. TASAS DE INFLACIÓN
Alemania
-0.34
-5
-0.54
-6
Francia
0.20
-2
-0.37
-6
Italia
-0.25
2
0.39
-2
Holanda
-0.31
2
-0.58
3
Portugal
0.25
-1
0.61
-1
Reino Unido
-0.35
-3
-0.32*
-2
Austria
0.15
0
0.54
1
Finlandia
0.21*
-6
0.44
-6
Japón
-0.27
6
-0.32
6
Estados Unidos
-0.25*
-4
-0.33*
-4
Nota: ver tabla 1. Aquí el retardo es con respecto a la variable española
- 41 -
0.015
0.02
0.010
0.01
0.005
0.000
0.00
-0.005
-0.01
-0.010
-0.02
-0.015
75
80
85
90
95
75
80
85
90
95
90
95
A. Tasa de inflación de Alemania (izquierda) y España (derecha)
0.04
0.04
0.03
0.02
0.02
0.01
0.00
0.00
-0.01
-0.02
-0.02
-0.04
-0.03
75
80
85
90
95
75
80
85
B. PIB de Alemania (izquierda) y España (derecha)
Filtro BK
Filtro HP
Gráfico 1. Diferencias entre los componentes cíclicos usando el filtro de HodrickPrescott (HP) y el de Baxter-King (BK).
- 42 -
0.6
0.6
0.4
0.4
0.2
0.2
0.0
0.0
-0.2
-0.2
-0.4
-0.4
-0.6
0
España
0
Italia
España
1.2
Francia
0.6
0.4
0.8
0.2
0.4
0.0
0.0
-0.2
-0.4
-0.4
-0.8
-0.6
0
España
0
Finlandia
España
0.6
0.6
0.4
0.4
0.2
0.2
0.0
0.0
-0.2
-0.2
-0.4
-0.4
-0.6
Alemania
-0.6
0
España
0
Austria
España
Reino Unido
Gráfico 2. Funciones de correlación entre el PIB y el consumo público a diferentes
desfases.
- 43 -
0.4
0.4
0.2
0.2
0.0
0.0
-0.2
-0.2
-0.4
-0.4
-0.6
-0.6
-6 -5 -4 -3
-0.8
-2
-1
0
1
España
2
3
4
5
6
-6 -5 -4 -3
-2
Francia
-1
0
1
España
0.4
2
3
4
5
6
Italia
0.8
0.6
0.2
0.4
0.0
0.2
-0.2
0.0
-0.2
-0.4
-0.4
-0.6
-0.6
-0.8
-6 -5 -4 -3
-0.8
-2
-1
0
1
España
2
3
4
5
6
-6 -5 -4 -3
-2
Reino Unido
-1
0
1
España
0.6
0.8
0.4
0.6
2
3
4
5
6
4
5
6
4
5
6
Holanda
0.4
0.2
0.2
0.0
0.0
-0.2
-0.2
-0.4
-0.4
-0.6
-6 -5 -4 -3
-0.6
-2
-1
0
1
España
2
3
4
5
6
-6 -5 -4 -3
-1
0
1
España
0.8
0.8
0.6
0.6
0.4
0.4
0.2
0.2
0.0
0.0
-0.2
-0.2
-0.4
-0.4
-0.6
-0.6
-0.8
-6 -5 -4 -3
-2
Austria
2
3
Finlandia
-0.8
-2
-1
0
España
1
2
3
4
5
6
-6 -5 -4 -3
Japón
-2
-1
España
0
1
2
3
Estados Unidos
Gráfico 3. Funciones de correlación entre la relación real de intercambio y las
exportaciones netas a diferentes desfases.
- 44 -
0.04
0.06
0.03
0.04
0.02
0.02
0.01
0.00
0.00
-0.01
-0.02
-0.02
-0.04
-0.03
75
80
85
España
90
95
75
80
Francia
85
España
0.04
90
95
Italia
0.06
0.04
0.02
0.02
0.00
0.00
-0.02
-0.02
-0.04
-0.04
75
80
85
España
90
95
75
Alemania
80
España
0.06
85
90
95
Reino Unido
0.04
0.02
0.04
0.00
0.02
-0.02
0.00
-0.04
-0.02
-0.06
75
80
España
85
90
95
75
Japón
80
España
Gráfico 4. El ciclo en España y otros países (filtro BK).
- 45 -
85
90
EEUU
95
0.015
0.015
0.010
0.010
0.005
0.005
0.000
0.000
-0.005
-0.005
-0.010
-0.010
-0.015
-0.015
75
80
85
España
90
95
75
Alemania
80
85
España
0.02
90
95
Francia
0.04
0.03
0.01
0.02
0.00
0.01
0.00
-0.01
-0.01
-0.02
-0.02
75
80
España
85
90
95
75
Italia
80
85
España
Gráfico 5. Componente cíclico de la inflación en España y otros países.
- 46 -
90
Reino Unido
95
1.0
1.0
0.5
0.5
0.0
0.0
-0.5
-0.5
-1.0
-1.0
72 74 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96
Alemania-EEUU
Alemania-Japón
72 74 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96
EEUU-Japón
Alemania-Reino Unido
1.0
1.0
0.5
0.5
0.0
0.0
-0.5
-0.5
-1.0
EEUU-Reino Unido
-1.0
72 74 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96
Alemania-España
Alemania-Italia
Alemania-Francia
72 74 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96
España-Francia
España-Italia
Italia-Francia
1.0
1.0
0.5
0.5
0.0
0.0
-0.5
-0.5
-1.0
-1.0
72 74 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96
España-Reino Unido
España-EEUU
72 74 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96
España-Alemania
España-Japón
España-Francia
Inflación Cíclica
Gráfico 6. Correlación móvil (20 trimestres) entre el PIB y la inflación de varios países.
- 47 -
España-Italia
0.14
0.12
0.10
0.08
0.06
0.04
0.02
0.00
70
75
80
Alemania
85
90
Francia
95
Italia
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1
0.0
70
75
80
Japón
85
UE
90
95
EEUU
Gráfico 7. Indices de apertura ((Exportaciones+Importaciones)/PIB) de España frente a
distintos países. Fuente: OCDE Quarterly National Accounts
- 48 -