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.