Demanda trimestral por medio circulante aproximación mediante mínimos cuadrados ordinarios Costa Rica: 1991-2001

 

Allan Calderón Moya, Jorge Hernández Villalobos y Abraham Sánchez Obaldía

Resultados


A partir de la especificación teórica descrita a través de la ecuación (5), se estimó la demanda trimestral por saldos reales de dinero (M1), por el método de MCO. Este modelo asume, tal y como se planteó, la ausencia de ilusión monetaria y que no existe una coincidencia entre los saldos realmente deseados y los efectivamente observados, básicamente debido a los costos de ajustar sus saldos, por lo que realizan un ajuste parcial.
El modelo básico estimado se calculó por medio de las variables explicativas: producto interno bruto real, tasa básica pasiva (nominal) y el rezago de la variable dependiente (M1 real). Además, debido a las características antes mencionadas de estacionalidad, se incluyen tres variables artificiales dummy, que capturan el fenómeno. Además, posteriormente se incorpora la variable de cambio estructural para el periodo 1995:1 al 1997:2. Los resultados obtenidos son los siguientes:
R2 ajustado = 97,76%
Gráfico 1
Ajuste de Regresión de log(M1)
Periodo 1991: 1 - 2001-4

Donde t1, t2, t3 son variables instrumentales de I, II y III trimestre, y los valores entre paréntesis los estadísticos t de Student para cada coeficiente, todos significativos al 5% de confianza.
En general, el modelo presenta un buen ajuste, prediciendo un 97.76% de la variabilidad de los saldos reales de M1 en el periodo estudiado, a través de las variables PIB real, tasa básica nominal de interés y el rezago de M1 en términos reales y las variables estacionales y de estructura.
El periodo de más variabilidad e inestabilidad en la demanda corresponden al periodo donde se resumía cambio estructural (1995-97), sin embargo, aún así los errores no son tan grandes, excepto al final de dicho periodo. En general, el ajuste es bueno, en tanto no subvalúa ni sobre valúa sistemáticamente en ningún periodo.
Los coeficientes de las variables explicativas son altamente significativos y concuerdan con las hipótesis planteadas. El coeficiente de la variable “volumen de transacciones” (PIB) tiene un coeficiente positivo, lo que indica que al aumentar el volumen aumenta la demanda por saldos reales. En cuento a la tasa de interés, que representa el costo de oportunidad de mantener saldos de dinero, presenta un coeficiente negativo, por lo que aumentos en las tasas de interés nominales (recuérdese que engloba tasa real e inflación, y de una buena forma como se verá más adelante), generarán disminuciones en la cantidad demandada de dinero (saldos reales). También fue positivo el coeficiente de la variable rezagada, que indica que el efecto inercial de la emisión ocasiona aumentos en la demanda, posiblemente por el efecto rezagado hacia el ajuste.
Los coeficientes de las variables artificiales y de cambio estructural presentan signo negativo, en cuanto a los primeros, indica la relevancia de la tendencia cíclica de las variables M1, y PIB principalmente subanualmente y la conveniencia del uso de dichos coeficientes para conseguir un mejor ajuste de la estimación; en cuanto al cambio estructural, indica la importancia de la inestabilidad (con cierto rezago) de algunos eventos ocurridos durante la administración Figueres Olsen, que podrían explicarse por cierta inestabilidad política, y generación de expectativas en los agentes económicos, si bien se presenta una disminución de las tasa de interés real de poco más de 1% con respecto a principios de 1994, el aumento en la tasa de inflación y su efecto combinado sobre la tasa nominal de interés, sobre la cual se toman sus decisiones los agentes económicos, sus efectos combinados indican un aumento en el costo de oportunidad de mantener saldos de dinero, disminuyeron sus preferencias por mantenerlos.
Además, durante ese periodo se presentó un aumento de en los encajes mínimos legales3 y posiblemente un aumento del encaje voluntario de los bancos, tras la quiebra del Banco Anglo y para evitar ataques especulativos del público; además al final del periodo de inestabilidad, el Banco Central inicia una reforma para bajar los encajes paulatinamente, pasando del 43% al inicio del periodo a sucesivas bajas desde 1996 a un 36% (marzo), 30% (setiembre), 25% (noviembre), y hasta un 15% en marzo del 98 (Delgado; 2000;626), generando un evidente aumento del multiplicador monetario, lo que explicaría en buena medida el aumento tan rápido de M1 en esos años.
Los indicadores Breusch-Godfrey y los correlogramas indican que no se rechaza la hipótesis de no auto correlación en la regresión y las pruebas de White y ARCH indican que no se rechaza la hipótesis de homocedasticidad4. Además, la prueba del Jarque-Bera indican normalidad en la distribución de los errores y la prueba práctica de Klein y del factor de inflación de la varianza indican que no hay evidencia estadística para rechazar la hipótesis de no multicolinealidad entre las variables, mientras la prueba de causalidad de Granger indica que el rezago de la variable dependiente no “causa” los valores explicativos de las explicativas.
En cuanto a otros indicadores, la prueba de RESET de Ramsey no rechaza la hipótesis de correcta especificación del modelo. La incorporación de algunas variables sugeridas por Larraín y Larraín como son el cambio tecnológico (a través de la variable tendencia), no son significativos.
De acuerdo con los resultados hasta aquí analizados, la elasticidad de corto plazo de las variables es de 0,4534 en el caso de la elasticidad producto, -0.3178 en el caso de la semielasticidad de corto plazo de la tasa de interés. Estos resultados son similares a los encontrados por Torres y Villalobos (1999) en cuanto a sus conclusiones de que la demanda de dinero estaría siendo más sensible a cambios del volumen de transacciones que a cambios en el costo de oportunidad.
En cuanto a los resultados de largo plazo, los resultados se resumen en el cuadro No. 1, de donde se desprende que la elasticidad producto de largo plazo es de 0,7891, la semielasticidad interés de largo plazo es de 0,5531. El coeficiente de velocidad de ajuste de los stocks (b3) es aproximadamente igual a 0,57, lo que indica que la dinámica hacia el equilibrio de largo plazo de los saldos deseados es de aproximadamente 0,7401 trimestres, es decir poco más de dos meses.
Tabla N° 1
Elasticidades de largo plazo
periodo método LnA b1 b2 b3 DW SEE R2 aj.
1991:1-2001:4 MCO 1,6873 0,7891 -0,5531 0,57465 2,0138 0,0283 0,9732


En cuanto a otras combinaciones de variables utilizadas para medir las variables transacción y costo de oportunidad de mantener saldos monetarios, los resultados se resumen en la tabla N° 2.
De los resultados se pueden obtener diferentes conclusiones interesantes. Por ejemplo, utilizar el PIB trimestral o el IMAE, tiene resultados muy similares, como es de esperar, sin embargo con este indicador último, la regresión presenta problemas graves de heterocedasticidad, además, los errores no tienen una distribución normal. Los problemas de predicción derivados de heterocedasticidad ya se explicaron anteriormente y en cuanto a la no normalidad en la distribución de los errores, el principal problema parece aparecer a nivel del indicador de curtosis medida, lo que indica que existe un sesgo en la distribución de los errores. Las diferencias pueden obedecer al método de cálculo del IMAE, antes comentados.
En la segunda alternativa (alt2) se explora conocer si el argumento propuesto por Goldfield (1976) (citado por Larraín y Larraín (1988:262)) de que el ajuste no es de magnitudes reales sino nominales, planteado implícitamente la inflación como un fenómeno real, por lo que se incluye como una variable más del modelo, separada de la tasa de interés real. Esta prueba puede ayudar a determinar además, la significancia e importancia de cada uno de estos indicadores por separado para el público. Los resultados son muy significativos, sin embargo, las pruebas de ARCH y White de heterocedasticidad rechazan la hipótesis de homocedasticidad, por lo que (por este problema y otros indicadores) el modelo inicial continúa presentado el mejor ajuste a la demanda de dinero. Sin embargo, se podría concluir de esta prueba que los agentes económicos consideran entonces no sólo la tasa de interés real, sino la inflación en sus consideraciones de costo de oportunidad, pero el ajuste presenta menos problemas cuando ambos efectos se incorporan dentro de la tasa de interés nominal, aproximación utilizada por Larraín y Larraín (1988:252) como variable propuesta en el modelo de transacciones de Baumol.
Los dos planteamientos finales (alt3 y alt4), consideran la inclusión de los dólares como activos alternativos al dinero. Esta consideración obedece al creciente uso de dólares para transacciones en el país y a las expectativas de devaluación que persisten aún debido a las críticas al cálculo del tipo de cambio y a pesar de la estabilidad en el manejo de las divisas por parte del BCCR. Inicialmente se consideró, y posiblemente resulte más significativo que este ejercicio, incluir una tasa de interés en dólares, sin embargo, los datos disponibles se encuentran para un periodo muy corto. En general, ambas pruebas presentan buen ajuste, aunque menor a los anteriores, sin embargo presentan problemas de multicolinealidad, y lo más importante, el coeficiente del tipo de cambio no es significativo, por lo que se rechaza la hipótesis de significancia del tipo de cambio en la toma de decisiones en la demanda monetaria por parte de los agentes económicos.

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