Estimación de un modelo IS-LM para la economía mexicana

Ensayos–Volumen XXIV, núm.2, noviembre 2005, pp.15-30
Estimación de un modelo IS-LM para la economía
mexicana
Paúl Alejandro de la Cruz Frías
Roberto Carlos Guzmán Franco
Fabián Méndez Ramos
∗
Brenda Janeth Pequeño Vargas
Resumen
El modelo keynesiano IS-LM es el más usado para realizar modelaciones
empíricas que permitan evaluar los efectos a corto plazo sobre la economía
de las políticas monetarias y fiscales. A lo largo de los últimos años, se ha
planteado que las variables determinantes de la oferta agregada no están
totalmente disociadas de la demanda agregada como se plantea en un modelo
keynesiano típico; para probar esto, se recurre a un modelo de mínimos
cuadrados en tres etapas para la economía mexicana de 1980 a 2004. Se
pretende poner a prueba el modelo tradicional IS-LM modificado para una
economía abierta, y analizar el carácter endógeno tanto de las variables que
afectan a la balanza comercial, como de la política fiscal y monetaria.
Abstract
This paper tries to test the empirical implications of productivity and other
aggregate supply variables over the aggregate demand on an IS-LM model
with an open economy estimated by 3-stages least squares. The model
attempts to analyze the endogenous character of the trade balance variables,
as well as the monetary and fiscal policy short-term effects for the Mexican
economy during the 1980-2004 period.
∗
Centro de Estudios Económicos, el Colegio de México.
16
Ensayos
Introducción
En este trabajo se hace una estimación econométrica de la curva
keynesiana IS con el objetivo de analizar la economía mexicana de una
manera práctica, sin las restricciones de la rigidez de precios del modelo
keynesiano, ni las limitaciones que impone -en cuanto al comportamiento de
las variables- de política económica y del sector externo.
El objetivo del trabajo es determinar cuál ha sido la relación que guarda
el Producto Interno Bruto (PIB) de México con otras variables económicas
de gran relevancia, tales como: el consumo privado, la inversión, el gasto
público, las exportaciones, importaciones, la oferta monetaria, la recaudación
de impuestos, la tasa de inflación y la tasa de interés doméstica. Estas
variables se encuentran ligadas a una política monetaria o una política fiscal
y, por lo tanto, afectan la demanda agregada. Además, se analiza las
variables reales que afectan la oferta agregada, siendo la más representativa
el residual de Solow. En la literatura, se considera que el residual de Solow
es una aproximación de la productividad o del nivel tecnológico de una
economía. Por último, también se consideran variables externas tales como
el PIB de Estados Unidos, el tipo de cambio real y la tasa de interés de
Estados Unidos, ya que por ser México una economía pequeña y abierta, está
sujeta a la evolución de variables internacionales.
El resto del documento se divide en secciones. En la sección 1, se
presenta el marco teórico que consiste en una breve descripción del modelo
keynesiano de demanda agregada y la relación que éste tiene con la curva IS.
En la sección 2, se hace una descripción de los datos. En particular, se
explica cómo se obtuvo el residual de Solow. En la sección 3, se expone el
modelo propuesto en este estudio para tratar de explicar el comportamiento
de la curva IS a través de 9 variables endógenas, ya que el sistema de
ecuaciones consta de una identidad y ocho ecuaciones. En la sección 4, se
estima el modelo por tres métodos: mínimos cuadrados ordinarios (MCO),
mínimos cuadrados en dos etapas (MC2E) y mínimos cuadrados en tres
etapas (MC3E). En la sección 5, se realiza el análisis dinámico del modelo,
es decir, se estudia la estabilidad del modelo ante choques entre las variables
externas y su repercusión en las variables endógenas; además, se calculan los
multiplicadores de corto y largo plazo. Finalmente, se presentan las
conclusiones.
Estimación de un modelo IS-LM para la economía mexicana
1.
17
Marco teórico
En el modelo keynesiano, ya sea en su versión simple o en las más
sofisticadas, se analiza la demanda agregada (DA) como el principal
determinante de la producción y el empleo. No se pone suficiente atención
en la oferta agregada, suponiendo que las variables que la afectan, como la
productividad de los factores, no tienen efecto sobre algún componente del
gasto agregado. También el modelo keynesiano supone que la economía se
encuentra en un nivel de producción por debajo del pleno empleo, en el cual,
los precios son fijos y cualquier medida de política fiscal y monetaria tendrá
sólo efectos reales en la economía.
La variante del modelo IS-LM que aquí se analiza permite realizar un
vínculo entre la producción y la demanda agregada bajo un ambiente de
movilidad de precios. Esto se debe a que existe un nivel de precios que se
determina endógenamente, por la asociación que tiene con determinantes del
mercado de bonos y a que la economía no necesariamente se encuentra en un
nivel de pleno empleo. Así, los cambios en la demanda agregada tendrán
efectos tanto reales como nominales.
Además de la identidad tradicional del ingreso, el modelo que se
propone en este trabajo se complementa con las relaciones macroeconómicas
básicas de consumo, inversión, gasto, exportaciones, importaciones y oferta
monetaria, por mencionar las más relevantes. A continuación, se presentan
las ecuaciones y variables que componen el modelo que se habrá de estimar
en este documento.
Yt = Ct+ It + Gt + Xt – Mt
Ct = β0 + β1(Yt-Tt) + β2 Pt + β3rt+ β4et + u1t
It = β5 + β6 Yt + β7 rt + β8et + u2t
Gt = β9 + β10Yt + β11 Gt-1 + u3t
rt = β19 + β20et + β21 reut + u6t
Tt = β22 + β23Yt + β24Gt-1 + u7t
Xt = β12 + β13 Yeut + β14et+β15 RESIt + u4t
Mt = β16 + β17 Yt + β18 et + u5t
OM = β25 + β26Yt + β27rt + β28Pt + u8t
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
(7)
(8)
(9)
Donde las variables utilizadas son:
Y = PIB real de México.
Yeu = PIB real de Estados Unidos de América.
C = Consumo privado en México.
I = Formación bruta de capital fijo en México, incluyendo las variaciones de
existencias.
18
Ensayos
G = Consumo del gobierno en México.
X = Exportaciones de México.
M = Importaciones de México.
P = Índice Nacional de Precios al Consumidor en México.
Peu =Índice de Precios al Consumidor de Estados Unidos de América.
OM = Oferta monetaria de México.
T = Recaudación de impuestos en México.
r= Tasa de interés real de México.
reu =Tasa de interés real de los Estados Unidos de América.
e = Tipo de cambio real.
RESI = Residual de Solow calculado para México.
El resultado es un sistema compuesto por una identidad y ocho
ecuaciones estructurales. Las nueve variables endógenas son Yt, Ct, It, Gt, Xt,
Mt, rt, Tt y Pt. En tanto que las seis variables exógenas son reut, Yeut, RESIt,
et, Gt-1 y OM. De lo anterior, se puede concluir que el sistema está sobre
identificado por orden y por rango.
En la ecuación (7), que corresponde a las exportaciones, se establece un
nexo entre un factor de influencia sobre la oferta agregada como lo es la
productividad, medida en este caso por el coeficiente de Solow, y la
demanda agregada. De esta manera, si existe un aumento en la productividad
(es decir, mayor producción con menores recursos), no sólo aumenta la
oferta agregada al poder producir más para cada nivel de precios, sino que
también las exportaciones aumentarán.
Aguiar y Guita (2004) realizaron estimaciones de la productividad para
economías pequeñas y abiertas, y encontraron que las estimaciones de la
producción para el caso mexicano eran las más consistentes de los países en
la muestra observada, en la que emplean distintas metodologías de cálculo e
indicadores de productividad. Los autores encuentran una relación muy
significativa entre el nivel de la productividad mexicana y sus exportaciones.
Esta relación se atribuye a que la economía de México basa su crecimiento
en el desarrollo de su sector externo; en particular, en el desarrollo que
muestre el mercado de los Estados Unidos de América, hacia donde México
dirige alrededor del 80% de sus exportaciones.
La relación que tiene el nivel general de precios con la oferta monetaria
se expresa por medio de la ecuación (9). Considerando que la política
monetaria en México tiene como objetivo la estabilidad de precios, la oferta
monetaria tiene que ajustarse para alcanzar un determinado nivel de inflación,
o dicho de otro modo, para la obtención de un nivel objetivo del nivel
general de precios. Sin embargo, esta variable también es afectada por las
acciones de política fiscal que alteran la demanda agregada en forma directa
y, de manera indirecta, a través de la productividad. Las variables
Estimación de un modelo IS-LM para la economía mexicana
19
producción doméstica y tasa de interés real se incluyen para observar si el
Banco de México (BANXICO) utiliza estas variables como instrumentos que
le ayudan a prever el futuro nivel de precios y, por ende, ajusta OM en
consecuencia con lo observado. De ser significativa la influencia de Yt y
rt sobre OM, significaría que BANXICO dirige una política monetaria
procíclica con respecto a la producción y la tasa de interés real, con lo que
además se estaría tratando de establecer si el Banco Central persigue
objetivos de crecimiento y empleo en México.
En la ecuación (4), relacionada con la política fiscal, se supone que el
gasto del gobierno no es una decisión exógena de política económica. Dicho
gasto se realiza en función de los gastos hechos un periodo atrás; es decir, no
se gasta de manera arbitraria, sino que hay “retroalimentación” para planear
el gasto a futuro, con lo que se incorporan expectativas racionales al gasto
público. En el modelo también se busca evidencia para establecer si el
gobierno mexicano utiliza este instrumento de forma contracíclica
(aumentando el gasto cuando el producto baja y disminuyéndolo cuando la
producción se incrementa).
En la ecuación (6), se supone que la recaudación impositiva es función
del gasto público en el período anterior y del ingreso en el período actual.
Así, se puede determinar si los impuestos cumplen alguna acción
estabilizadora de la economía en México. En este sentido, uno puede
preguntarse lo siguiente: ¿aumentan la recaudación cuando la producción
sube y viceversa? Además, con la inclusión de Gt −1 se incorporan las
expectativas de los ingresos tributarios dados los gastos en el pasado
inmediato. En otras palabras, se trata de establecer si el gobierno mexicano
planea su recaudación en el período presente con base en lo que gastó un
período atrás.
En la ecuación (8), se supone que las importaciones provenientes de
Estados Unidos de América dependen del nivel de ingreso agregado
mexicano y del precio de los bienes mexicanos comerciables con respecto a
los norteamericanos. El hecho de modelar así las importaciones y las
exportaciones, muestra -a través de las variables involucradas- la
interdependencia económica bilateral generada por la modificación de la
política fiscal y monetaria, en ambos países.
La ecuación (2) presenta al consumo corriente en función de la variable
keynesiana clásica de ingreso disponible. Además, esta función captura el
efecto sustitución de los bienes norteamericanos por los mexicanos, a través
del tipo de cambio real, incorpora el efecto sustitución del consumo corriente
por el consumo futuro (que es igual al ahorro) por medio de la tasa de interés
20
Ensayos
real y, por último, la influencia del costo de la canasta de consumo
considerada para tal caso.
En la ecuación (3), se muestra a la inversión como función del producto,
la tasa de interés y el tipo de cambio real. Además de considerar que la
producción interna y la tasa de interés doméstica afectan a la inversión
nacional, se incluyó el tipo de cambio real para reflejar el impacto de esta
variable que, cuando aumenta, también la tasa de interés real aumenta y por
lo tanto, esto hace que la inversión disminuya.
En la ecuación (5), se considera que la tasa de interés real doméstica es
una función de la tasa de interés internacional -en este caso, la de Estados
Unidos de América- y el tipo de cambio real. Un aumento de la tasa de
interés mundial provoca que la tasa de interés doméstica se eleve para seguir
atrayendo capitales y permanecer en equilibrio en el mercado de bonos. En
cuanto al tipo de cambio real, dada una tasa de interés nominal constante,
una subida de la inflación es un aumento en el nivel de precios, todo esto
dentro del país doméstico, lo que se traduce en una apreciación del tipo de
cambio real. El aumento de la inflación hace que la tasa de interés real
disminuya, por tanto, una disminución del tipo de cambio real significa una
baja en la tasa de interés real.
2.
Datos
Para analizar el modelo macroeconómico se emplean series trimestrales
desestacionalizadas que abarcan el período de enero de1980 a abril de 2004
con un total de 25 años y 100 observaciones para cada una de las series. Esta
información fue obtenida de las páginas electrónicas del Instituto Nacional
de Estadística Geografía e Informática, Banco de México, Bureau of
Economic Analysis, Bureau of Labor Statistics y el Federal Reserve System.
El residual de Solow fue calculado siguiendo a Aguiar y Gopinath (2004)
como se muestra:
Re sidual de Solow = ln(Yt ) − α ln(Lt ) − ( 1 − α ) ln(K t ) ,
donde: ln(Yt ) es el logaritmo natural del Producto Interno Bruto Real de
México, ln(K t ) es el logaritmo natural del capital aproximado con la serie
de la formación fija de capital bruto, y ln(Lt ) es el logaritmo natural de las
horas de trabajo. Las horas de trabajo fueron calculadas como sigue: número
de trabajadores asegurados en el IMSS multiplicado por 8, ya que en México
el promedio de horas trabajadas por un trabajador es de 8 en total. El
parámetro α mide la ponderación de cada variable (capital y trabajo) en el
Estimación de un modelo IS-LM para la economía mexicana
producto total y se usó
Gopinath (2004).
3.
α = 0.68 ,
21
valor que fue calculado por Aguiar y
Estimación
El sistema es recursivo por bloques, por lo que el modelo es estimable por
los métodos de mínimos cuadrados en dos etapas (MC2E) y en tres etapas
(MC3E). También es posible estimar una parte del modelo por MCO y otra
parte como si fuera un sistema de ecuaciones. Sin embargo, en este trabajo
se opta por hacerlo por MCO, MC2E y MC3E para evaluar además los
supuestos de correcta especificación que subyacen en cada ecuación.
Se propone un nuevo sistema que vuelva AR(1) a la ecuación de
consumo, la de inversión y la del gasto. Para la ecuación de consumo se ha
introducido los efectos de la misma variable rezagada un solo período y de
una variable dicótoma1; ambas variables son altamente significativas y sirven
para corregir los supuestos de correcta especificación (variables omitidas) y
el de permanencia estructural, respectivamente. La inclusión del consumo
rezagado un período significaría que, como dice Hall (1978), el consumo en
el período t dependa del consumo en el período inmediatamente anterior t-1;
sin embargo, a diferencia de la teoría de la caminata aleatoria en el consumo,
el modelo también sugiere que el consumo presente está muy relacionado
con el ingreso en el período t (es decir, con respecto al ingreso corriente),
cuyo coeficiente obtenido para la variable ingreso es de 0.353269. A pesar
de esto, conviene tomar con reservas esta evidencia, puesto que diversas
aplicaciones a la economía mexicana de los resultados obtenidos por
Campbell y Mankiw (1989) parecen afirmar que la mayoría de los
consumidores en México se comportan de acuerdo con lo que predice la
teoría keynesiana clásica del consumo, lo que arroja una propensión
marginal a consumir de alrededor de 0.7, es decir que el 30% restante de la
población se comporta de acuerdo con la teoría de: el ciclo vital−ingreso
permanente, pero esto no se aplica en nuestro modelo. El hecho de incluir
una variable dummy permite captar las bruscas variaciones en el consumo
que se dieron a partir del tercer trimestre de 1994, que se supone tuvo como
principal causa la crisis financiera que se manifestó plenamente durante el
último trimestre de 1994 y el primero de 1995.
Para la función de inversión se propone volver a un proceso AR(1). Una
vez hecha la estimación, se encuentra que el coeficiente de la variable de
inversión rezagada un periodo es de 0.575806 y es significativa. En cuanto a
1
Se propusieron diferentes dummies para corregir el cambio estructural, probando en
diferentes etapas de la economía mexicana, finalmente los criterios que utilizamos para
quedarnos con d3, la cual marca el cambio en el tercer trimestre de 1994, fueron que
resultaba más significativa y la suma de los residuales al cuadrado era la más pequeña.
22
Ensayos
los coeficientes que tienen las variables de ingreso, la tasa de interés real y el
tipo de cambio real, estos fueron de 0.097571, 324.0412 y -5095.722,
respectivamente. Estos resultados nos dicen que en México la inversión es
muy poco elástica en relación con el crecimiento del producto interno, y por
ende del mercado doméstico, y en cambio sí muestra una gran elasticidad
con respecto al tipo de cambio y tasa de interés reales, lo cual es consistente
con la hipótesis de que una economía pequeña muy abierta a los flujos de
capitales y mercancías basa su crecimiento en el mercado externo y depende,
en gran medida, de la inversión extranjera directa para financiar nuevos
proyectos productivos. De igual forma, cabe destacar la significancia
estadística de la inversión rezagada un período. Ello muestra que los
inversionistas también toman en cuenta las expectativas al momento de
decidir emprender un proyecto de inversión, y que estas expectativas al
parecer se ven condicionadas sólo por lo que se ha invertido un período atrás.
En la ecuación que determina la tasa de interés real nacional, sólo se
propone incluir una variable dummy que capte el cambio estructural que
vivió México en los dos últimos trimestres de 1994. En ese lapso, las tasas
de interés se vieron más afectadas que en el pasado en razón de que: por una
parte, se aplicó un tipo de cambio completamente flotante, a diferencia del
anterior (un tipo de cambio fijo con bandas de deslizamiento) y de esta
manera el tipo de cambio estaría sujeto a la especulación financiera
internacional; la otra razón se basa en la crisis de deuda del gobierno y la
existencia de muchos agentes económicos primarios, lo cual aumentó el
riesgo para el país y, por ende, provocó que las tasas de interés aumentaran
de manera importante.
En la función de los impuestos se introdujo una variable binaria que
multiplica el cambio en el número de asegurados en el Instituto Mexicano
del Seguro Social (IMSS) 2 . En este caso, la variable binaria es utilizada
como una proxy del incremento en el número de contribuyentes. Esta
variable tiene una influencia muy grande sobre la recaudación total, con un
coeficiente de 209.6932. La dummy trata de explicar -así como en las
ecuaciones anteriores- el shock de principios de 1995, cuando: el empleo
cayó drásticamente, aumentó el número de trabajadores en el sector informal
y en consecuencia disminuyó la recaudación. Por otra parte, es importante
resaltar el carácter pro-cíclico de la política fiscal en México, típica de un
país en vías de desarrollo; se puede observar que el coeficiente tiene signo
negativo y es de -3.900677, lo que sugiere que cuando la economía crece, el
gasto se incrementa, mientras que la recaudación baja, y viceversa. En una
política fiscal que busca atenuar el ciclo económico, los ingresos por
impuestos suben cuando la economía se expande y bajan cuando entra en
2
Se utilizó esta variable como indicador de los trabajadores en el sector formal y en el
sector privado, pues éste es mayoritario sobre el sector público en la economía mexicana.
Estimación de un modelo IS-LM para la economía mexicana
23
recesión, producto de un aumento en el gasto del gobierno para atenuar la
disminución del producto.
Tanto para exportaciones como para importaciones, solamente se
incluyó una variable dummy con respecto a las funciones originales, la cual
captura el efecto de la crisis dividiendo nuestra muestra en dos períodos,
antes del tercer trimestre de 1994 y después.
En la función de la oferta monetaria, las variables redundantes eran la
producción y la tasa de interés real. De lo que se desprende que, bajo los
supuestos de nuestro modelo, el Banco de México no utiliza como
instrumento de política monetaria a la tasa de interés real nacional, ni
persigue objetivos de fomento al crecimiento económico, a diferencia de
otros países. Cabe señalar que en la oferta monetaria sí influye el gasto del
gobierno (coeficiente de -64.44439 y altamente significativo); lo cual es
consistente con el objetivo de Banxico acerca de la estabilidad de precios, ya
que va en contra de las acciones de política fiscal que pueden aumentarlo o
reducirlo, en demasía. El coeficiente del consumo (31.76493), sin embargo,
contradice esta hipótesis; ya que si el consumo creciera mucho, se supone
que la oferta monetaria debería de contraerse para prevenir el alza de precios,
por lo que el signo de esta variable no actúa de manera contracíclica. El
signo del coeficiente del nivel de precios está equivocado, aunque es muy
significativo.
Al estimar el sistema por medio de MC2E, todos los coeficientes de las
ecuaciones muestran gran estabilidad, además de que no existen cambios de
signos con respecto a las estimaciones de MCO. En este caso, cabe resaltar
que para la función de la inversión, la tasa de interés real sólo es significativa
al 90% de confianza; esto también sucede en la ecuación de impuestos con la
variable dummy que está multiplicada por el cambio en el número de
asegurados en el IMSS.
Es importante señalar que al realizarse las pruebas de exogeneidad, se
concluye que la variable del ingreso, Yt, está relacionada con el resto de las
variables, ya que se busca estimar la curva IS. Por lo tanto, no es correcto
estimar el sistema por MCO, dado que no se está cumpliendo el supuesto de
exogeneidad; entonces se obtuvieron estimadores sesgados e inconsistentes.
En cambio, si se estima el sistema por MC2E o MC3E, los estimadores
siguen siendo sesgados, pero son consistentes.
En la tabla 1, se muestran los coeficientes del modelo corregido,
estimados por el método de MC3E, el cual de acuerdo con sus resultados, se
observa que es el mejor para determinar los coeficientes de nuestro modelo.
Los coeficientes obtenidos por MC3E mantienen una gran estabilidad con
respecto a las estimaciones por los otros dos métodos, y no cambian de signo
24
Ensayos
en ningún caso. En la ecuación del consumo, la propensión marginal a
consumir con respecto al ingreso aumenta un poco, pasa de 0.353269 en
MCO a 0.414915 en MC2E; mientras que el coeficiente del rezago del
consumo es de 0.530228, con lo que se acerca más (aunque ni siquiera
significativamente) a los resultados obtenidos por Campbell y Mankiw (1989)
en sus estimaciones del consumo para los Estados Unidos de América. Para
la ecuación de la inversión, podemos ver que la tasa de interés real doméstica
sólo es significativa al 90% de confianza. Por su parte, la variable proxy de
incrementos en la recaudación, es decir los cambios en los asegurados del
IMSS, recupera su significancia al 95% de confianza.
Es sumamente importante aclarar que en este modelo estimado por
MC3E aún persiste la autocorrelación y heteroscedasticidad para las
ecuaciones de consumo, oferta monetaria, exportaciones e impuestos; se
puede ver que aún con las variables dummy introducidas existe cambio
estructural de acuerdo con la prueba CUSUM-Q. Salvo para las ecuaciones
de consumo e inversión, el resto de las ecuaciones no tienen la forma
funcional correcta.
Tabla 1. Estimación de la curva IS por MC3E
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C(1)
1
6.45E-16
1.55E+15
0
C(2)
1
9.93E-16
1.01E+15
0
C(3)
1
4.59E-15
2.18E+14
0
C(4)
1
1.04E-15
9.58E+14
0
C(5)
-1
1.36E-15
-7.37E+14
0
C(6)
-67668.29
13070.04
-5.177357
0
C(7)
0.414915
0.037891
10.95012
0
C(8)
-1824.512
568.5247
-3.209204
0.0014
C(9)
0.507349
0.044827
11.3179
0
C(10)
-32749.71
4548.748
-7.199721
0
C(11)
89187.63
17093.92
5.217506
0
C(12)
0.107371
0.0149
7.206071
0
C(13)
328.1588
175.9578
1.864986
0.0625
C(14)
-5234.805
917.5262
-5.705347
0
C(15)
0.530228
0.051157
10.36467
0
C(16)
25215.03
3993.718
6.313672
0
C(17)
0.030289
0.004816
6.289607
0
C(18)
0.52796
0.066387
7.952809
0
C(19)
-71.0666
6.196434
-11.46895
0
Estimación de un modelo IS-LM para la economía mexicana
4.
25
C(20)
4.714552
0.241099
19.55439
0
C(21)
1.027174
0.408747
2.512981
0.0122
C(22)
-9.323252
2.457747
-3.793414
0.0002
C(23)
-401204
90297.91
-4.443115
0
C(24)
0.825653
0.108187
7.631717
0
C(25)
-3.927509
1.473611
-2.665229
0.0078
C(26)
284.4175
91.05932
3.123431
0.0018
C(27)
-1366049
201365.9
-6.783914
0
C(28)
99.08102
5.815685
17.03686
0
C(29)
-3580.762
967.3184
-3.701741
0.0002
C(30)
392236.8
74481.94
5.2662
0
C(31)
6.98E+04
1.42E+04
4.918246
0
C(32)
-525158.9
41613.76
-12.61984
0
C(33)
0.700973
0.026229
26.72474
0
C(34)
-3979.934
814.6266
-4.885592
0
C(35)
42240.91
11224.79
3.76318
0.0002
C(36)
3832464
2.19E+06
1.748344
0.0808
C(37)
-152.2857
18.80952
-8.096201
0
C(38)
33.61547
2.567944
13.09042
0
C(39)
97200.24
10942.9
8.882498
Ecuaciones:
Yt = c(1)Ct + c(2)It + c(3)Gt + c(4)Xt + c(5)Mt;
Ct = c(6) + c(7)Yt + c(8)Π t + c(9)Ct-1 + c(10)d3t;
It = c(11) + C(12)Yt + c(13)rt + c(14)et + c(15)I t-1;
G t = c(16) + c(17)Y t + c(18)G t-1;
r t = c(19) + c(20)e t + c(21)re t + c(22)d3 t;
T t = c(23) +c(24)Y t +c(25)G t-1+ c(26)d3*CBIMSS t;
X t = c(27) + c(28)Yet + c(29)e t + c(30)resi t + c(31)d3 t;
M t = c(32) + c(33)Y t + c(34)e t + c(35)d3 t;
OM =c(36) + c(37)G t + c(38)C t + c(39)P t.
0
Análisis dinámico
En las tablas 2, 3, y 4 se realiza un análisis dinámico de los efectos que
producen cambios en las variables exógenas, consideradas sobre las
endógenas que son estimadas para MC3E tanto a corto plazo -en el que se
incluye un periodo inmediato posterior- como a largo plazo.
En las tablas 2 y 3 se muestra que el tipo de cambio, real afecta a la
inversión como se esperaba, lo que conlleva a que esta caiga de manera
considerable, presumiblemente a causa de la disminución del rendimiento de
la inversión en moneda extranjera. El signo del efecto del tipo de cambio real
sobre el consumo y el producto es inverso a lo que la teoría predeciría, tanto
para el modelo estimado por MC2E como el estimado por MC3E. Si
26
Ensayos
observamos que las exportaciones se relacionan de manera inversa con
respecto al tipo de cambio real, se estaría diciendo que la economía
mexicana, al menos en el corto plazo, carece de poder para sustituir las
importaciones. Así, aunque se enfrente un tipo de cambio real elevado, como
la elasticidad de sustitución entre bienes nacionales y bienes extranjeros es
baja, se sigue importando; mientras, disminuye la producción y el consumo
corriente de bienes producidos en el país. Además, cabe señalar que este
efecto es constante en el corto y largo plazo, lo que señalaría que las
exportaciones son intertemporalmente inelásticas.
El gasto del gobierno y los impuestos, ambas variables procíclicas en
México y ligadas una con la otra, disminuyen ante una subida en el tipo de
cambio real. Los bienes que el gobierno compra del exterior, tienen pocos
sustitutos cercanos en bienes producidos en el país, por lo que baja el gasto
real con respecto al planeado; el efecto observado en los impuestos obedece
a que estos son determinados como función, entre otras cosas, del gasto del
gobierno rezagado un período, lo cual se toma como una variable
“instrumental” indicadora del ciclo económico mexicano y que, como el
gasto, se comporta de manera concordante con la expansión y la reducción
de la producción agregada.
La oferta monetaria reacciona como se esperaba, ya que se contrae para
evitar la subida del nivel de precios interno, ante el encarecimiento que la
depreciación en el tipo de cambio real trae de los insumos importados, cuyo
componente se ha probado que es predominante en la estructura de costos de
la industria manufacturera nacional. Es de especial relevancia que la subida
del tipo de cambio real traiga como consecuencia -en el corto plazo- el
aumento de poco más del 4% sobre la tasa de interés real, lo cual refuerza la
disminución de la inversión, ya que ésta recibe efectos de un canal nacional
(tasa de interés real) y por un canal ligado a la economía internacional (una
subida del tipo de cambio real).
El residual de Solow tiene efectos importantes debido a que, en el corto
plazo, un incremento en la productividad aumenta a todos los componentes
del gasto agregado. Este resultado se deriva directamente de la expansión de
la frontera de posibilidades de producción de la economía. También existe
crecimiento de todas las variable endógenas ante un aumento del PIB de los
Estados Unidos, que muestra que, al menos en el corto plazo, existe una gran
correlación positiva entre el crecimiento de la demanda agregada en México
con el desempeño económico de su socio comercial más importante. En
cuanto a los precios, a diferencia del resultado de nuestra regresión final por
MC3E, existe una asociación inversa entre nivel de precios interno y oferta
monetaria real, que iría en contra de la hipótesis de que Banxico opera a
través del cambio de los saldos monetarios reales.
Estimación de un modelo IS-LM para la economía mexicana
27
Los resultados de las tabla 2 y 4 indican que el modelo se comporta de
manera inestable. A largo plazo, el cambio más importante se da en que el
crecimiento de la economía Norteamericana disminuye la tasa de interés de
México, cuando se esperaría que dada la política de manejo de la tasa de
interés contracíclica de los Estados Unidos y de que México es una
economía pequeña -tomadora de precios y de tasas de interés internacionales
fijadas por las economías más grandes-, la tasa estadounidense se
incrementara y por ende también la mexicana. Tanto en el corto como en el
largo plazo, la tasa de interés real extranjera incrementa la inversión en
México, lo cual sugiere que, aunque esto también hace que aumente la tasa
de interés real mexicana, la rentabilidad medida en moneda extranjera es
mayor que el rendimiento (también en moneda extranjera) de posicionar los
recursos en bonos extranjeros, y el efecto de esto sube en el largo plazo.
El aumento en la productividad, aunque con efecto marginal en corto y
largo plazo sobre la tasa de interés real doméstica, es positivo en el primer
plazo y negativo en el segundo. Esto indicaría que aunque en primera
instancia su efecto expansivo sobre la demanda agregada presiona el
mercado de fondos prestables, al pasar el tiempo y crecer la economía se
incrementa el nivel de ahorro existente.
Los efectos en MC3E, tanto magnitudes como signos, son similares a
los encontrados en el análisis dinámico con el método de MC2E, excepto
que el efecto de la productividad en la tasa de interés real doméstica, va: de
ser negativa en el corto plazo a positiva en el largo plazo.
Tabla 2. Análisis de efecto inmediato del modelo estimado por MC3E
Ecuación
1
Pi
e
Re
Ye
RESI
CBIMSS*D3
D3
-7153.649857
Y
-711841.0692 -1588.745365 -2863.564089 293.5186122 86.27759714
341551.274
0
C
-363021.8272 -2483.706283 -1188.135694 121.785275 35.79786922 141714.7469
0
-35717.86663
I
-10564.58762 -170.5851786 -3995.147013 368.5915741 9.263711882 36672.70184
0
-3827.601727
G
3654.075855 -48.12150837 -86.7344927 8.890385245 2.61326214
10345.24654
0
-216.6769005
-3.58053E-17 -1.41744E-13
0
-9.323252
284.4175
-5906.432465
R
T
X
M
OM
-71.0666
-8.6655E-15
4.714552
1.027174
-988937.7143 -1311.752377 -2364.310281 242.3445227 71.23535691 282002.8341
-1366049
0
-3580.762
0
99.08102
392236.8
0
69834.89
239418.2212
0
37226.3946
-8927148.842 -76162.73647 -26731.31685 2739.990717 805.3997445 3188374.711
0
-1167676.081
-1024140.27 -1113.667605 -5987.21511 205.7486222 60.4782661
28
Ensayos
Tabla 3. Análisis de largo plazo del modelo estimado por MC3E
Ecuación
CBIMSS*D3
D3
Y
-1386158.805 -6542.769048 -13163.01669 1267.637797 175.0429822 692951.0739
0
-80198.2236
C
-1304790.553 -9213.834985 -11086.00829 1067.615689 147.4227373 583609.4818
0
-134020.1399
I
-176610.6903 -1495.414063 -10858.4793 1007.262513 40.00779111 158380.7672
0
-24842.84005
G
-35527.35794 -419.8244464 -844.6203977 81.33946538 11.23183817 44464.01804
0
-5146.013038
R
T
X
1
-71.0666
Pi
-3.07642E-14
E
4.714552
RE
1.027174
Ye
RESI
3.16664E-16 1.25359E-12
-1406156.158 -3753.192601 -7550.830006 727.1674678 100.4116179 397504.302
-1366049
0
-3580.762
0
99.08102
392236.8
0
-9.323252
284.4175
-46004.89139
0
69834.89
M
-1496818.796 -4586.304448 -13206.8533 888.5798696 122.7004044 485739.9931
0
-13975.87939
OM
-34618375.11 -245794.1338 -244037.7706 23501.56573 3245.236267 12847072.92
0
-3721485.795
Tabla 4. Valores propios del modelo estimado por MC3E
-78.92509
-0.447112
-0.191992
-5.74E-17
0.000000
5.25E-17
0.765455
1.140326
79.47076
Conclusiones
Durante este trabajo, se buscó que las ecuaciones propuestas del modelo
cumplan con la teoría; de esta manera, el modelo final puede ser concebido
como una modificación amplia del IS tradicional. Es decir, la ecuación del
ingreso (Yt) en su forma reducida quedó, en función de: la oferta monetaria
real, el tipo de cambio real, la tasa de interés de Estados Unidos, el gasto de
gobierno rezagado un periodo, el PIB de Estados Unidos, la productividad
medida a través del residual de Solow, el cambio en los asegurados del IMSS,
la inflación, la inversión rezagada un periodo y el consumo rezagado un
periodo. Lo anterior, permite obtener un modelo amplio y con muchas
variantes para analizar distintas políticas que se llevan a cabo en la
administración del gobierno actual.
Dada la situación de una economía con un alto grado de apertura
comercial y financiera hacia el exterior y sin poder de fijación de precios y
tasas de interés, los resultados finales muestran que el modelo tradicional ISLM modificado para una economía abierta, falla en captar el carácter
Estimación de un modelo IS-LM para la economía mexicana
29
endógeno de las variables que afectan a la balanza comercial (exportaciones
e importaciones) como el de la política fiscal. Como se puede apreciar, la
política fiscal en el caso mexicano responde más a los ciclos económicos que
a una acción autónoma para dirigir el comportamiento de la demanda
agregada. De cualquier forma, es preciso tomar con ciertas reservas este
comentario por las limitaciones estadísticas del modelo.
Otra importante conclusión resulta en que existe evidencia para sostener
que las variables determinantes de la oferta agregada no están totalmente
disociadas de la demanda agregada como se plantea en un modelo
keynesiano típico. El fuerte impacto positivo en las variables del gasto
agregado que tiene el incremento en la productividad y su repercusión
todavía más fuerte sobre dichas variables, a largo plazo dan indicios de que
la economía mexicana puede ser muy sensible a esos cambios; como muestra
nuestro modelo dado el rezago de la mayoría de los agentes productivos que,
a su vez, impiden con su baja productividad el crecimiento del mercado
interno.
Al introducir precios flexibles, obtenemos un marco en el que la oferta
monetaria no es sólo una variable exógena influyente sobre las variables
reales, sino que también es función que va a depender del desenvolvimiento
de una variable nominal objetivo que le da dirección a la política monetaria,
situación relevante en la economía mexicana.
A pesar de que asumimos precios flexibles, los efectos de los cambios
en la política fiscal y monetaria -transmitidos a través de movimientos en las
variables exógenas consideradas- pueden tener efectos en la economía real;
esto es así, debido a que las pequeñas rigideces en los precios en el nivel
microeconómico (Mankiw 1985) pueden hacer mucho menos flexibles los
precios en el nivel macroeconómico.
A pesar de que nuestra estimación final, tanto por MC2E y MC3E,
mostraba una relación directa entre el nivel de precios y la oferta monetaria
nominal, el efecto dinámico a corto y largo plazo revelan una asociación
inversa entre las dos variables; lo anterior apoyaría la hipótesis de que el
Banco de México reduce los saldos monetarios reales una vez que el nivel de
precios crece y se apoya para ello en disminuir el dinero de alto poder.
Referencias
Aguiar Mark and Gita Gopinath (2004), “Emerging Market Business Cycles:
The Cycle is the Trend”, National Bureau of Economic Research,
Working Paper 10734.
Bernanke, Ben S., and Blinder Alan S. (1988). “Credit, Money, and
Aggregate Demand”. American Economic Review 78 (mayo): 435-439.
30
Ensayos
Greene William H. (2003), Econometric Analysis, Prentice Hall, Fifth
Edition, U.S.A.
Hall, Robert E. (1978). “Stochastic Implications of the Life Cycle-Permanent
Income Hypothesis: Theory and Evidence”. Journal of Political
Economy. Vol. 86, No.6. 971-987.
Johnston Jack and John DiNardo (1997), Econometric Methods, McGrawHill, U.S.A.
Kashyap, anil k, and Stein, Jeremy C. 1994. “Monetary Policy and Bank
Lending”. En N. Gregory Mankiw, ed., Monetary Policy, 221-256.
Chicago: University of Chicago Press.
Mankiw, Gregory N. y Campbell, John Y (1989). “Consumption, Income
and Interest Rates: Reinterpreting The Time Series Evidence”. NBER
Working Papers Series.
Mankiw, Gregory N. (1985) “Small Menu Cost and Large Busines Cycless:
A Macroeconomic Model of Monopoly”.Quarterly Journal of Economics.
Vol. 100, No. 2.
Obstfeld Maurice and Kenneth Rogoff (1997), Foundations of International
Macroeconomics, The MIT Press, U.S.A.
Parkin Michael y Gerardo Esquivel (2001), Macroeconomía, Versión para
Latinoamérica, Addison Wesley, Quinta Edición, México.
Romer David (2002), Macroeconomía Avanzada, McGraw-Hill, Segunda
Edición, España.
Romer, David (2000). “Keynesian Macroeconomics without the LM curve”.
Journal of Economic Perspectives 14 (primavera): 149-169.
Taylor, John B. (1998). Economics2d ed. Boston: Houghton Mifflin.
Tobin, James, and Brainard, William. (1963). “Financial Intermediaries and
the Effectiveness of Monetary Control”. American Economic Review 53
(mayo): 383-400.
Tobin, James. (1969). “A General Equilibrium Approach to Monetary
Theory”. Journal of money, Credit, and Banking, Vol. 1 (febrero):15-29.