Revista Problemas del Desarrollo, 167 (42), octubre-diciembre … · 2019. 9. 30. · mas de ciblage de l’inflation et où on observe une magnifique transition du taux de change

Revista Problemas del Desarrollo, 167 (42), octubre-diciembre 2011

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* ProfesordeMatemáticasyEstadísticaenlaFacultaddeEstudiosSuperioresAcatlándelaunam.Correoelectrónico:[email protected]

IntervenciónesterilizadaenlosmercadosdecambiosdeAméricaLatina:

Brasil,ChileyMéxico

EduardoRosasRojas*

Fechaderecepción:6deenerode2011.Fechadeaceptación:13dejuniode2011.

ResumenSeanalizalapertinenciadelmodelomacroeconómicoconvencionalenqueseapoyaelesquemademetasdeinflaciónyseexaminasuinviabilidadcuandoserechazalahipó-tesisdeparidaddetasasdeinterés,locualpermiteutilizarlaintervenciónesterilizadaenelmercadocambiariocomouninstrumentodepolíticamonetaria.Elobjetivodeestetrabajoesevaluarpormétodoseconométricos,siefectivamentetresdelospaísesdeAméricaLatina(Brasil,ChileyMéxico)queseautodenominanflotadores,puessusban-coscentralesadoptanesquemasdemetasdeinflación,yendondeseobservauntraspasomagnificadodeltipodecambioalainflación,utilizanlaintervenciónesterilizadaenelmercadocambiariopararegulareltipodecambio.Palabras clave:Intervenciónesterilizada,tipodecambio,políticamonetaria,paridaddescubiertadetasasdeinterés,miedoaflotar.

SterilizedinterventioninLatinAmerica’sforeignexchangemarkets:Brazil,ChileandMexico

AbstractWeanalyzetherelevanceoftheconventionalmacroeconomicmodelsupportingthein-flationtargetprogramandexamineitsnon-viabilitywheninterestrateparityisreject-ed,makingitpossibletoapplysterilizedinterventionintheforeignexchangemarketasamonetarypolicyinstrument.Inthisstudy,wewanttouseeconometricmethodstoevaluatewhetherthreeLatinAmericancountries(Brazil,ChileandMexico)–whichre-fertothemselvesashavingfloatingcurrencies,astheircentralbanksadoptinflationtar-getprograms,andwhereamagnifiedpass-througheffectisobservedfromtheexchangeratetoinflation–effectivelyusesterilizedinterventionintheforeignexchangemarkettoregulatetheirexchangerates.Key words:Sterilizedintervention,exchangerate,monetarypolicy,exchangeratedis-coverythroughinterestrates,fearoffloating.

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Eduardo Rosas Rojas

L’inteRvention stéRiLisée suR Les maRchés des changes d’améRique Latine: BRésiL, du chiLi et du mexiqueRésuméIlestprocédéiciàl’analysedelapertinencedumodèlemacro-économiqueconvention-nelquis’appuiesurleschémadeciblagedel’inflationdontonobservequ’iln’estpasviablequandonrejettelaconditiondeparitédestauxd’intérêts,cequipermetd’em-ployerl’interventionstériliséesurlemarchédeschangescommeuninstrumentdepoli-tiquemonétaire.L’objectifdecetravailestd’évaluerpardesméthodeséconométriques,sieffectivementtroispaysd’Amériquelatine(leBrésil,leChilietleMexique),quisequalifienteux-mêmesdeflottantsdufaitqueleursbanquescentralesadoptentdessché-masdeciblagedel’inflationetoùonobserveunemagnifiquetransitiondutauxdechangeàl’inflation,emploientl’interventionstériliséesurlemarchédeschangespourrégulerletauxdechange.Mots clés :Interventionstérilisée,tauxdechange,politiquemonétaire,paritédécou-vertedetauxd’intérêt,peurdeflotter.

a inteRvenção esteRiLizada nos meRcados de câmBios da améRica Latina: BRasiL, chiLe e méxico ResumoAnalisa-seapertinênciadomodelomacroeconômicoconvencionalqueseapóianoes-quemademetasdeinflaçãoeseexaminasuainviabilidadequandoserechaçaahipótesedeparidadedastaxasdejuros,oqualpermiteutilizaraintervençãoesterilizadanomer-cadocambiáriocomouminstrumentodepolíticamonetária.Oobjetivodestetraba-lhoéavaliarpormétodoseconométricos,seefetivamentetrêsdestespaísesdeAméricaLatina(Brasil,ChileeMéxico)queseauto-dominampraticantesdocambioflutuante,poisseusbancoscentraisadotamesquemasdemetasdeinflação,eondeseobservaumtranspassoimportantedotipodecambioàinflação,utilizamaintervençãoesterilizadanomercadocambiáriopararegularotipodecambio.Palavras-chave:Intervençãoesterilizada,tipodecambio,políticamonetária,paridadedescobertadataxadejuros,medoaflutuar.

沖銷干預在拉丁美洲貨幣市場在巴西，智利和墨西哥摘要我們分析了常規的宏觀經濟模型，支持通貨膨脹目標框架和審視自己的不切實際時，拒了利率平價，這使得作為一種工具的消毒干預外匯市場使用的相關假說貨幣政策。這項工作的目的是評估的經濟計量方法，如果確實拉丁美洲（巴西，智利和墨西哥）的三個國家的彩車自己，因為他們的中央銀行採用通貨膨脹目標的計劃，並在有一個放大傳輸匯率，通貨膨脹，利用外匯市場沖銷干預來調節匯率

關鍵詞：沖銷干預，匯率，貨幣政策，利率平價發現，浮動恐懼

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Intervención esterilizada en los mercados de cambios de América Latina

intRoducción

Lamayoríadelosbancoscentralesdelaseconomíasemergentesafirmanqueelactualrégimencambiarioesdelibreflotaciónyquelapolíticamonetariahasustituidoaltipodecambiocomoanclanominaldelaeconomía.Lases-tadísticasrevelanqueungrannúmerodepaísesquepermitenlaflotacióndesusmonedasenrealidadnolallevanacabo(CalvoyReinhart,2002;ReinhartyRogoff,2004;BöfingeryWollmershäuser,2001;Hüfner,2004;etcétera).Estefenómenoeconómicoconocidocomo“miedoaflotar”estácomprobadoespecialmenteenlospaísesqueexperimentanunelevadotraspasodeltipodecambioalainflación,yquemuestranuncompromisodesusbancoscentralesporaplicaresquemasdemetasdeinflación.

Las investigaciones empíricas realizadasporBöfinger (2001) yHüfner(2004)demuestranelincumplimientodelaparidaddetasasdeinterésenelcortoylargoplazos.Estateoríasebasaendossupuestos:i)quelosfundamen-talesdelaseconomíassereflejanenlavariaciónesperadadeltipodecambio;yii)quelosactivosfinancierossonperfectamentesustituibles.Alcumplirseestossupuestos,lasvariacionesenlosdiferencialesdetasasdeinterésdeterminanlasvariacionesdeltipodecambio,detalformaquelapolíticamonetariasepodríaconducirconunsoloinstrumento(Romer,2000).Sinembargo,laviolacióndelsupuestodeparidaddetasasdeinterésenelmodeloenquesesustentaelrégimendemetasdeinflaciónpermiteutilizardosinstrumentosdepolíticamo-netariaenlugardesólouno:i)lasoperacionesdemercadoabiertoenelmercadodedineroparaestablecerlatasadeinterésyii)laintervenciónesterilizadaenlosmercadosdecambios,pararegulareltipodecambio.

Elobjetivodeestetrabajoesexaminarpormétodoseconométricos,siefec-tivamentetresdelospaísesendesarrollodeAméricaLatina(Brasil,ChileyMéxico)queseautodenominanflotadorespuesadoptanesquemasdemetasdeinflación,yenloscualesseobservauntraspasomagnificadodeltipodecambioalainflación,utilizanlaintervenciónesterilizadaenelmercadocambiariopararegulareltipodecambio.

Eltrabajoestácompuestoportressecciones:Enlasecciónunoseanalizalapertinenciadelmodelomacroeconómico

convencionalenqueseapoyaelesquemademetasdeinflación,yseexaminasuinviabilidadcuandoserechazalahipótesisdeparidaddetasasdeinterés,locualpermiteutilizarlaintervenciónesterilizadaenelmercadocambiariocomouninstrumentodepolíticamonetaria.Semuestraevidenciaempíricasobrelaexistenciadel“miedoaflotar”enlaseconomíasemergentesdeAméricaLatina,y seanalizansusposiblescausas.Finalmente, se fundamenta lautilización

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delaflotaciónadministradacomomecanismoparasuperareltriángulodeinconsistencia.

Enlasegundasecciónsedesarrollaunmodeloparaprobarelusodelain-tervenciónesterilizadacomoinstrumentodepolítica,queesunaextensióndelmodelodeBöfingeryWollmershäuser(2001).Posteriormenteestahipótesissesometeapruebamediantelaestimacióndeunmodeloeconométricodepanelnobalanceado,enunamuestrade3países,Brasil,ChileyMéxico,duranteelperiodo2002:1a2008:12.

Enlatercerasecciónsedescribenyanalizanlosresultadosobtenidosenelmodeloeconométrico.Seseñalantantolosbeneficioscomoloscostosrealesyfinancierosderivadosdelusoexcesivodelaintervenciónesterilizadaenlosmercadosdecambiosdelospaísesestudiados,asícomolosriesgossistémicosasociados.

La inteRvención esteRiLizada en eL meRcado de camBios

El triángulo de inconsistencia

Pordécadassehasostenidoqueunsistemaeconómiconopuedefuncionarbajounmarcodelibremovilidaddecapitalesycontrolsimultáneosobreeltipodecambioylatasadeinterés.Loanteriorsedefinecomoeltriángulodeinconsis-tenciaolatriadaimposible(BöfingeryWollmerschäuser,2001).

Encondicionesdeexcesodedemandademonedaextranjeraenelmercadocambiario,aunlosbancoscentralespoderosostienenunacapacidaddeinter-venciónenelmercadodecambios,limitadaporsudisponibilidaddereservas,yenconsecuencia,eltriángulodeinconsistenciaesgeneralmenteválido.

Sinembargo,cuandoelbancocentralestableceunametaparaeltipodecambioysepresentaunexcesodeofertademonedainternacionaleltriángulodeinconsistenciaquedainvalidado(BöfingeryWollmershäuser,2001;Frenkel,2007).1Enestasituación,elbancocentraltienelafacultadparadeterminarsimultáneamenteeltipodecambioylatasadeinterés.

1 DeacuerdoconFrenkel(2007)elexcesodeofertademonedainternacionalaltipodecam-biometadelBancoCentralesloqueinvalidaeltrilemayfacultaalBancoCentralparadeter-minareltipodecambioylatasadeinterés.

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Régimen de metas de inflación (mi)

Elmodelomacroeconómicoenelcualsesustentaelrégimendemetasdein-flación(Svensson,2000;Ball,1999)sebasaenlateoríadelanuevasíntesisneoclásica,queseresumeencuatroecuacionesqueexplicanelcomportamientodelproducto,losprecios,latasadeinterésdelbancocentral,yeltipodecambio.

Y=f(r,e) CurvaisP=f(Y,e) CurvadePhillipsi=f(Y,P-P*)=r+P RegladeTaylorofuncióndecostosociale=f(i,i*) Paridaddetasasdeinterés

DondeYeselproductoreal,rlatasadeinterésreal,Peslatasadeinflaciónobservada,P*eslametadeinflaciónestablecida,eeseltipodecambio,ieslatasadeinterésnominalquecontrolaelbancocentral,ei*eslatasadeinterésexterna.

Elmodeloteóricodemetasdeinflaciónasumequeeltipodecambiosedeterminaporlibreflotación,yquelaelasticidaddelosflujosdecapitalacortoplazorespectoalastasasderendimientoesmuyelevada,porloqueseríainútilquelosbancoscentralestratarandeintervenirenelmercadocambiarioaumen-tandolaofertaolademandadedivisas,yaquecualquieraccióntendríaefectosmonetariosquecausaríanunareaccióncompensatoriaenlosflujosdecapital.Dichoenotraspalabras,estemodeloasumequesecumplelacondicióndepa-ridaddescubiertadetasasdeinterés.

Bajolahipótesisdequesecumplelaparidaddescubiertadetasasdeinterés,laintervenciónesterilizadanoesreconocidacomouninstrumentoenlosmo-delosdemetasdeinflación,quesuponenmercadoseficientes.Estosedebeaqueeltipodecambioseasociaexclusivamentealatasadeinterés,yelsignodedichaasociaciónsolamentecambiadependiendodelhorizontedetiempoqueseestéconsiderando.Esdecir,esnegativoenelcortoplazo,talcomoloconcibeelmodeloMundell-Fleming,ypositivoenellargoplazo,locualseexplicaconlaparadojadeFisherdentrodelmodelodelEnfoqueMonetariodeBalanzadePagos(embap).

Así,elinstrumentoporexcelenciaenelrégimendemetasdeinflacióneslatasadeinterés,enalgunasocasionescomplementadaconelseguimientodelosagregadosmonetarios.Estainstrumentacióndelapolíticamonetariatambiéndependedelgradodedesarrollodelmercadofinancieroydelacapacidaddefijartasasinterbancarias.Adicionalmente,sedebecontarconunbancocentralindependientequepermitaestablecerefectivamentelapolíticamonetaria.

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Incumplimiento de la Paridad de Tasas de Interés

Unaelevadaelasticidaddelosflujosdecapitalexternorespectoalatasadeinte-réspuedeserrazonableenunpaísconmonedadura,esdecir,monedadereser-va,peroesutópicoenpaísesendesarrolloconmercadosfinancierosestrechosydelgadosydéficitcrónicoenlabalanzadepagos,quedebilitansusmonedas(Toporowski,2005).Enlaseconomíasendesarrollovemosquelahipótesisdeparidaddetasasdeinterésdescubiertanosecumple.

Elincumplimientodelaparidaddetasasdeinteréshatenidodiversasexpli-caciones.EntrelasmásimportantesresaltaladeHüfner(2004),establecequelosinversionistasconhorizontesdeplaneaciónacortoplazopidenprestadoenunamonedaparainvertirenvaloresgubernamentalesenotramoneda(carrytra-de),yalexplotarlosdiferencialesderendimientocontribuyenalaapreciacióndelasmonedasquepaganmayorestasasdeinterés.

Enellargoplazo,laparidaddescubiertadetasasdeinteréstampocosehavistoapoyadaporlaevidenciaempírica.Hüfner(2004)pusoapruebalavalidezdelateoríadelaparidaddetasasdeinterésdescubierta,comolacontemplaelenfoquemonetariodelabalanzadepagos(i.e.comolaparadojadeFisher),encincopaísesconmetasdeinflación.Paraestefin,relacionólasvariacionescorrientesenlostiposdecambioconlosdiferencialesrezagadosdelastasasdeinterésdomésticasrespectoalatasadeinterésdedepósitosendólares,bajolahipótesisnuladequelasmonedasquepagaranmayorestasasdeinterésseríanlasqueposteriormentesedevaluaríanfrentealdólar.Enloscincocasos,elparáme-trodeldiferencialdetasasdeinterésresultósignificativamentenegativo,conlocualserechazaqueladepreciacióndeltipodecambiollevealanivelacióndelasgananciasdelasinversionesentrelospaíses,evidenciandoquelosinversionistasinternacionalesexplotanacortoplazolosdiferenciales(medianteelcarry trade).

Elenigmadelaprimaadelantada(forward premium puzzle)explicalaapre-ciacióndelasmonedasquepaganmayoresinteresesyestárelacionadoalincum-plimientodelaparidaddescubiertadetasasdeinterés.Elenigmacompruebaquelaprimaadelantadausualmenteapuntaenladirecciónequivocada(apre-ciación)paraelmovimientoex posteneltipodecambioalcontado,locualcontradiceelsupuestodeexpectativasracionales.LosresultadossoportanloestablecidoporFloodyRose(2001),quienesestablecenquesibienlaparidaddetasasdeinterésdescubiertaesuntemaclásicodelasfinanzasinternacionales,yunpilarfundamentaldelamayoríadelosmodelosteóricos,tambiénesciertoqueesuntristefracasoempírico.

Laviolacióndelsupuestodeparidaddetasasdeinterésenelmodeloteó-ricoenquesesustentaelrégimendemetasdeinflación,permiteusardos

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instrumentosdepolíticamonetariaenlugardesólouno:i)lasoperacionesdemercadoabiertoparaestablecerlatasadeinterés,eii)laintervenciónesteriliza-dapararegulareltipodecambio.

La intervención esterilizada en el mercado cambiario como un instrumento de política monetaria

Cuandoseesterilizaunimpactomonetariomediantelaintervenciónquellevaacabolaautoridadmonetariasedicequedichomecanismoconstituyeunins-trumentodepolíticaindependientedelatasadeinterés.

Laideadequelaintervencióndirectadelosbancoscentralesenlosmer-cadoscambiariosesineficazenlospaísesendesarrollohacambiadosignifica-tivamenteenlasúltimasdécadas.AellohacontribuidounestudioextensodeCanales-Kriljenko(2003),basadoenlosresultadosdelaencuestadelfmide2001sobrelaorganizacióndelosmercadoscambiarios.Unodelosprincipalesresultadosenestedocumentoesquelosbancoscentralesenmuchosmercadosemergentespuedensercapacesdellevaracabolaintervencióncambiariaconmáseficaciaquelosbancoscentralesdelospaísesemisoresdelasprincipalesmonedasinternacionales.

Sinembargo,esteinstrumentonoesreconocidoenlosmodelosdemetasdeinflación,sustentadosenlasteoríasmonetariasortodoxasdeltipodecambioquesuponenlaexistenciademercadoseficientesyelcumplimientodelapari-daddescubiertadetasasdeinterés.

El “miedo a flotar” en las economías emergentes

Lasinvestigacionesrecientesindicanqueungrannúmerodepaísesquede-claranestarflotandosusmonedas,enrealidadnoloestánllevandoacabo.Aestefenómenoseleconocecomoel“miedoalaflotación”(Fear of Floating),esdecir,elusodelapolíticamonetariaparaestabilizareltipodecambioacostadevolatilidadenlatasadeinterésdentrodeunrégimendeflotación(Ibarra,2007).

BöfingeryWollmershäuser(2001)encontraronquede66regímenesre-portadosalfmicomodetipodecambioflexible,sólo4toleranunaflotaciónpura;7correspondenaflotaciónindependiente;y55practicanunaflotaciónadministrada.

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Régimen de tipo de cambio de flotación administrada

Laflotaciónadministrada(managed floating)implicaqueladireccióndeltipodecambioestádeterminadaporelbancocentral(oelgobierno);ademásnohayunaruta“preanunciada”paraeltipodecambio.Esterégimenproporcionaunasolu-ciónóptimaparalograrelequilibriointernoyexterno,aunquesenecesitadeundispositivoinstitucionaladicional. Lasoluciónmásobviasonlasmetas de inflaciónqueproveenunanclaparalasexpectativasmedianteunanunciopúblicodelastasasdeinflaciónqueelbancocentralintentalograr(BöfingeryWollmershäuser,2001).Nohaynadaqueimpidaunacombinacióndeflotaciónadministradaymetasdeinflación.Mientraselequilibriointernoesdefinidocomounniveldeproducciónqueimplicaplenoempleo,elequilibrioexternoesdefinidocomounasituaciónenlaquelasreservasdedivisasdelbancocentralpermanecenconstantes.

BöfingeryWollmershäuser(2001)afirmanquesepuedesuperareltriángulodeinconsistenciaatravésdelaflotaciónadministrada.Estosautoresproponencomosoluciónóptimaqueelniveldetasadeinterésyelsenderodeltipodecambioesténdeterminadossimultáneamente,quelaintervenciónesterilizadatengacabidadentrodelesquemadepolíticamonetaria.Elmarcoteóricode-sarrolladoenestasección,permiteafirmarquedadounexcesodeofertademonedainternacionalaltipodecambiometadelbancocentral,laparidaddetasasdeinteréspuedeincumplirse.

modeLo econométRico paRa mediR eL gRado de inteRvención esteRiLizada en países de améRica Latina

paRa eL peRiodo 2002-2008

Laformadeverificarsilaautoridadmonetariaefectivamentehaabandonadoelan-clacambiariayaplicarigurosamenteelesquemademetasdeinflaciónparaanclarlasexpectativasdelpúblicoesmidiendopormétodoseconométricoselgradodein-tervenciónesterilizadadelbancocentralenelmercadodecambios(Mántey,2009).

Seelaboraráunmodeloeconométricodedatosdepanelnobalanceado.BöfingeryWollmershäuser(2001)proponenunmodeloparamedirelgradoenquelaautoridadmonetariarecurrealaintervenciónesterilizadaenelmercadocambiario,enelcualrelacionanlavariacióndelosactivosinternosdelbancocentral(nda)conlavariacióndesusactivosexternos(nfa).Elmodeloseexpre-sadelasiguientemanera:

ΔNDAt=a+bΔNFAt+cΔNDAt-1+u

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Bajounacompletaesterilización,elcoeficiente“b”delcambioenlasreservasnetasextranjerasΔNFAtseesperaquesea-1.Losvaloresrezagadosde(ΔNDA)sonincluidosparacapturarotrosefectosdelapolíticadeesterilizacióndelbancocentral.

Planteamiento del modelo teórico

AfindemedirelgradodeintervenciónesterilizadaquepracticanlosbancoscentralesdeBrasil,ChileyMéxico,seestimaunmodelosimilaralpropuestoporBöfingeryWollmershäuser(2001),2peroenvezdeincluireltérminoreza-gadodelosactivosdomésticosnetosseincorporanotrasvariablesqueinfluyenenlacapacidaddeesterilización,quecontribuyenagenerarunaofertaexce-dentededivisas.Seconsideranexplícitamentetreselementosadicionalesqueinfluyenenlaesterilización:• Elaumentoenlademandadebasemonetaria(m)Frenkel(2007).Lainter-

venciónesterilizadaesunapolíticainstrumentadaendospasos.Enelpri-merpaso,laintervencióndelbancocentralenelmercadocambiariogeneraunaexpansióndelabasemonetaria.Lasituaciónresultantemostraríaunstockmayordebasemonetaria,elstockinalteradodeactivosdomésticosyunatasadeinterésmenorquelainicial.Enelsegundopaso,laesterili-zacióncompletacompensatotalmenteelcambioenelportafolioprivadoquetuvolugarenelprimerpaso.Elbancocentralabsorbeelincrementodelabasemonetariaycolocaunmontodeactivosdomésticosequivalentealexcesodedemandadeactivosdomésticosinicial(elexcesodeofertadedivisas)reponiendolatasadeinterésdomésticaasunivelprevio(BöfingerandWollmershäuser,2003).

• Unindicadordeofertaexcedentededivisas,elcualserepresentaráporeldife-rencialdetasadeinterésinternaylatasadeinterésexternamáselriesgopaís.

• Elpatrimonionetodelbancocentral(nw),incluyelossuperávitsacumula-dosportenenciasdeactivosnetosinternosyextranjeros(Sarno,2000).

2 DeacuerdoconBöfingeryWollmershäuser(2001),laecuacióndeesterilizaciónes:

ΔNDAt=β1ΔNFAt+β2ΔNDAt–1+Ut

Bajounacompletaesterilizaciónelcoeficienteβ1delcambioenlasreservasnetasextranjerasΔNFAtseesperaqueseade-1,paraelcréditonetodoméstico(activosdomésticosnetos)ΔNDAt.

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Elmodeloestárepresentadopormediodefactoresinfluyentes,conformadosporvariablesrepresentativasovariablesproxy,conformealaespecificacióndelsiguientemodelo:

ΔAIMIDLit=a+bΔBCCNTDLit+cΔMDLit+dΔNWit+eΔTMIMLRPit+eit

Bajolahipótesisplanteadaseesperaapriorique-1<b<0;mientrasquec,d,e>0.

Donde:ΔAIMIDLit=ReservasTotalesmenosoro,restandolosinteresesΔBCCNTDLit=CréditoInternoNetoTotaldelBancoCentral(nda)ΔMDLit=BaseMonetaria(consideralospasivosdereservadelosbancos

comercialesydeotrossectores)ΔNWit=ElPatrimonioNetodelasautoridadesmonetariasΔTMIMLRPit=TasadelMercadoMonetariomenos(TasaLibor+embi)eit=Términodeperturbacióndelai-ésimaunidadtransversal(país)ytel

tiempot(mes).

Descripción de las variables usadas

SiguiendolametodologíadeBöfingeryWollmershäuser(2001),seelaboraronvariablesproxypararepresentarlosincrementosenlosactivosexternosnetos;paraellosecalcularonlosincrementosenlasreservasmenoselorodescontandolosinteresesdevengados(aimidl),utilizandolatasaderentabilidaddelosbonosdelgobiernodeloseeuuobienlatasaLibor.

Lasvariacionesenlosactivosinternosnetosdelbancocentral(bccntdl)secalcularonmedianteundesglosedelcréditointernootorgadoporelinstitutoemisoralgobierno,asusintermediariosfinancierosinternosyaotrossectores,unavezqueserestaronlospasivosconcadaunodeellos.

Paracapturarlosefectosdeotrosfactoresinfluyentesenlacapacidaddeesterilizacióndelbancocentral,seagregaronalmodelolassiguientesvaria-bles:1)lospasivosdereservaalosbancoscomercialesyaotrossectores;2)eldiferencialentrelastasasdeinterésdelmercadointerbancarioylatasadepréstamosmáselriesgopaís,y3)elpatrimonionetodelbancocentralconlafinalidaddecapturarlossuperávitsacumuladosportenenciasdeactivosnetosinternosyextranjeros.

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Metodología econométrica

Lametodologíaqueseutilizóparaestimarelmodelosedenominamodeloeconométricodedatosdepanelnobalanceado,elcualincluyeunamuestradealgunospaíseslatinoamericanos(Brasil,ChileyMéxico)paraunperiododeterminado(2002:1a2008:12),estoes,combinaambostiposdedatos(di-mensióntemporalyestructural).

Elprincipalobjetivodeaplicaryestudiarlosdatosdepanel,escapturarlaheterogeneidadnoobservable:i)losefectosindividualesespecíficosyii)losefectostemporales;entreagenteseconómicos,dadoqueestaheterogeneidadnosepuededetectarsóloconestudiosdeseriestemporales,nitampococonlosdecortetransversal(Burdisso,1997).

Latécnicadedatosdepanelpermitedisponerdeunmayornúmerodeob-servacionesincrementandolosgradosdelibertadyreduciendolacolinealidadentrelasvariablesexplicativasy,enúltimainstancia,mejorandolaeficienciadelasestimacioneseconométricas(Hsiao,1986).

Análisis de integración de las series

Utilizarseriesdetiemponoestacionariasenelanálisisderegresiónpresentaseriasdificultades,enlamedidaenquelaspruebasdehipótesisconvencionales,losintervalosdeconfianzaylasprediccionesdelfuturoapartirdelmodelonovanaserconfiables,yaqueestarápresentelaregresiónespuriaenlatermino-logíadeGrangeryNewbold(1974).3Elproblemaconestasregresionesesquetiendenaadmitirsecomobuenas,relacioneseconómicasque,enrealidad,sólosedebenaaspectoscasuales.

Afinalesdeladécadadelossetentaycomienzosdelosochenta,DickeyyFuller(1979,1981)propusieronpruebasestadísticasformalesparadeterminarsiunaseriedetiempoesestacionariaendiferencia,osiesestacionariaalrededordeunatendenciadeterminística.Estetipodepruebasseconocenenlaliteraturacomo“pruebasderaízunitaria”.Laspruebasderaízunitariaparadatosdepanel

3 Elfenómenodelaregresiónespuriafuedescubiertoporprimeravezporg.u.Yule,“WhydoweSometimesgetNonsenseCorrelationsBetweenTimeSeries?AStudyinSamplingandtheNatureofTimeSeries”,enJournal of the Royal Statistic Society,vol.89,1926,pp.1-64.

DeacuerdoconGrangeryNewbold(1974),unaR2>DurbinWatson,esunaBuenareglaprácticaparasospecharquelaregresiónestimadaesespuria.

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quecontienenlamayoríadelospaquetesestadísticosson:LevinyLin(1992)(ll),posteriormenteIm,PesaranyShin(2003)(ips),lapruebatipoFisherusan-doadfypp.Todaslasvariablesutilizadasresultaronserestacionariasenprime-rasdiferencias,odichodeotraforma,tienenungradodeintegraciónuno.

Prueba de causalidad de Granger

LapruebadecausalidaddeGrangeresampliamenteconocidaenlaprácticaeco-nométricayaquepermiteidentificardeformarápidarelacionesdecausalidadentrelasvariablesexplicativasylavariableaexplicar.Elobjetivodelapruebaesdeterminarsiunavariablebccntdlcausaaotravariableaimidloviceversa.LosresultadosmuestranquelavariablebccntdlescausalentérminosdeGrangerdelavariableaimidl.

Conbaseenlosresultadospodemosdeterminarqueenpaísesconregímenescambiariosdeflotacióncontrolada,eltamañodelasreservasdeactivosinterna-cionalestieneunarelacióndirectaconlacapacidaddelosbancoscentralesparaintervenirdeunamaneradiscrecionalenlosmercadoscambiarios.

impLicaciones de La inteRvención esteRiLizada

Elmodeloteóricodominanteenelqueseapoyaelrégimendemetasdeinfla-ciónnodescribedemaneraadecuadaelmecanismodetransmisióndelapolíticamonetariaenlospaíseslatinoamericanos.Elmodeloeconométricorevelaquelaintervenciónesterilizadaenelmercadodecambiosesuninstrumentodesumaimportanciaparalapolíticamonetaria,elcualesutilizadoporlosbancoscentralespararegulareltipodecambio,ydeestamanerapodercumplirconsusobjetivosdemetasdeinflación.

Diferencial de tasas de interés

Elmodeloeconométricoparalaacumulacióndereservasmuestraquelaele-vacióndelatasadeinterésinterbancariaconrespectoalatasaLibor,tieneuncoeficientepositivo,indicandoquelapresióndelaautoridadmonetariainducealosbancoscomercialesafondearseenelextranjero,yacambiarsusdisponibi-lidadesenmonedaextranjeraamonedanacional,aumentandodeestamaneralasreservasinternacionalesdelbancocentral.

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Apesardeloestablecidoanteriormente,lacondicióndeparidaddetasasdeinteréssiguesincumplirsepuescomoseplanteóanteriormente,losoperadoresdedivisasenelmercadocambiariotienenunaestrategiadecortoplazoysólomantienenposicionesdedivisasintra-día,porloqueeldiferencialdetasasdeinterésnoinfluyeensusdecisionesdenegociación,niafectaelcomportamientodeltipodecambio.

Estaformaenqueseimplementalapolíticamonetariaycambiariaenalgu-naseconomíaslatinoamericanas,especialmenteelcasodeMéxicoenlasúltimastresdécadashaderivadoen:1. laapreciacióndeltipodecambioconelfindeabatirlainflación,haaumen-

tadolasimportacionesyreducidolasexportaciones,deteriorandolabalanzacomercialyrestringiendoelcrecimientoeconómico;

2. ellentocrecimientoyelmantenimientodetasasdeinteréscompetitivas(i.e.quecompensaelriesgopaís)hanprovocadodesequilibriosfiscales;

3. riesgossistémicos,porlaaparicióndelosdéficitgemelos,queinducenrever-sionesviolentasdecapitalexternodecortoplazo;

4. desequilibriosenelsectorfinancieroporelfondeodemonedaextranjeradelosbancos.

Laestabilizaciónyapreciacióndeltipodecambiofavorecenalcapitalfinan-cierointernacionalycontribuyenalprocesodeextranjerizacióndelasecono-mías,quehanprofundizadoladependenciaexternatecnológicaycientíficadelospaísesenvíasdedesarrollo.

Consecuencias de una acumulación de reservas prolongada

Altosnivelesdereservasjueganunrolimportantecomomecanismopreventivocuandolosfundamentalessedesvíandesutrayectoria.Enunaportereciente,LiyRajan(2005)hanformalizadolaideadeque,engeneral,estosactivospuedencompensarparcialmenteunaconfiguraciónendebledelasvariablesmacroeco-nómicas.Sinembargo,enunpuntodeterminadodedebilidaddelosfunda-mentales,ningúnniveldereservasreducirálasposibilidadesdeocurrenciadeunataqueespeculativo.

Laacumulaciónprolongadadereservasmediantelaintervenciónesterilizadaparacumplirlasmetasdeinflacióngenera:1. loscostoscuasifiscalesdelaintervención;2. futurosdesequilibriosmonetarios.

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Eduardo Rosas Rojas

Porotraparte,laacumulaciónprolongadadereservasescontrariaalatrans-parenciaenlaconduccióndelapolíticaeconómicaquesupuestamentecaracte-rizaalrégimendemetasdeinflación.

Incremento de la deuda pública interna como resultado de la política de esterilización

Frenkel(2008)establecequeparaevitarcaerenundéficitcuasifiscalymantenerungradoconsiderabledeautonomíamonetariasedebecumplirlacondicióndesostenibilidaddelapolíticadeesterilización;estosignificaquedichapolíticasóloessosteniblesilarelaciónentrepasivostotalesdelbancocentral(acervodebasemonetariayacervodepasivosremunerados)yelvalorenmonedalocaldelasreservasinternacionalesnoseincrementa.Portalmotivoseincluyóenelmo-deloeconométricounavariablequemuestraquelaacumulacióndereservasestáinfluidaenun-0.7181459conrespectoalcréditonetototaldelbancocentralyotravariablequerepresentóelseñoreaje(basemonetaria)conunainfluenciadel0.2866068.

Laintervenciónesterilizadaparaapreciareltipodecambioafectalainversiónproductivayelcrecimientoeconómicodelpaís,yaquecomprometelosingresospúblicosenpagarlosinteresesdeunacrecientedeudainternayobstaculizaotrosobjetivosdelapolíticafiscal.

Aunadoaloanteriorsedebereconocerqueelelevadoypersistentetraspasodevariacionesdeltipodecambioapreciosquemuestranlaseconomíasende-sarrollo,evidencialainaplicabilidaddelasteoríasconvencionalesparaexplicarelprocesodeformacióndepreciosenellas.

Traspaso del tipo de cambio a la inflación

Lasteoríasheterodoxasdeoligopolio4ylateoríaestructuralistadelainfla-cióncoincidenalpostularlaexogeneidaddelospreciosylasutilidades,yla

4 Kalecki(1954)sostienequeelniveldelospreciosseexplicaporlaestructuradecostosdelasempresasyelmargendeutilidadesmáximoquepuedenobtener,dadoelgradodemono-polio.Elgradodemonopoliosedeterminaporelprocesodeconcentraciónindustrial,quepermitelaapariciónyexpansióndegrandesempresas,ysucapacidaddecolusión(tácitaoexplícita)conotrasfirmas,paramantenerlospreciosporarribadesuscostosdeproducción.

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endogeneidaddelossalariosreales;ambascontemplanelprocesoinflacionariocomoproductodeunapugnadistributiva,esdecir,comounproblemadeutili-dadesynosolamentecomounfenómenodepresióndedemandaopresióndecostos(Hernández,2009).

Laconcepcióndelainflacióncomounproblemadistributivopuedeexplicareltraspasodesproporcionadamentealtodeltipodecambioalainflación,quemuestranlaseconomíaslatinoamericanas,poruncanaldetransmisiónalternodeterminadoporlasutilidadesquenoestácontempladoenloscanalesconven-cionales(i.e.directo,decostosydedemanda).5

Ladisminucióndeltraspasomagnificadodeltipodecambioalainflaciónesunpre-requisitoparaqueposteriormentesepuedaaplicarunrégimenma-croeconómicoalterno,cuyocomponentecambiarioestimulealtastasasdecre-cimientodelproductointernobrutoydelempleoperosingenerarinflación.

concLusiones

El análisis econométrico realizadopara examinar la políticamonetaria enAméricaLatinanosllevaaconcluirqueelmodeloteóricodominanteenelqueseapoyaelrégimendemetasdeinflaciónnodescribefielmentesumecanismodetransmisión,yquelosbancoscentralesdeestospaísesnohanabandonadoelanclacambiaria.

Losresultadosdediversasinvestigacionesdestacanlapresenciadeunfenó-menoeconómicodenominado“miedoaflotar”,elcualestápropagadoparticu-larmenteenlospaísesendesarrolloqueexperimentanunelevadotraspasodeltipodecambioalainflación.Estoconstituyeunapruebacontundentedequelasautoridadesmonetariasutilizanlaintervenciónesterilizadaenlosmercadoscambiarioscomouninstrumentodepolíticacomplementario.Abonandoaloanterior,elmodeloeconométricomuestraqueexisteunaacumulaciónprolon-gadadereservas,contrariaalatransparenciaenlaconduccióndelapolíticaeco-nómicayalacomunicaciónconelpúblico,factoresqueenteoríacaracterizanalrégimendemetasdeinflación.

SecomprobóquelospaísesdeAméricaLatina(Brasil,ChileyMéxico)queseautodenominanflotadores,utilizanlaintervenciónesterilizadaenelmercado

5 Hernández(2009)establecequeelmecanismodetransmisióndeltipodecambioalainfla-ciónqueexplicaeltraspasounitarioenestaseconomíasoperaporelcanaldelasutilidadesdelasempresaslocales,queracionalmenteoptanporseguirallíderenlugardeinciarunaguerradeprecios

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Eduardo Rosas Rojas

decambiospararegulareltipodecambio,ydeestamaneracumplirconsusobjetivosdemetasdeinflación.

Laexperienciaseñalaqueelcontroldelainflaciónatravésdelaapreciacióndeltipodecambiorestacompetitividadalaproduccióndomésticaygenerariesgossistémicosporlaaparicióndelosdéficitgemelos,quecausanreversionesviolentasdecapitalexternodecortoplazo.

Laapreciacióncambiariaderivadadelaintervenciónesterilizadacomprome-telosingresospúblicosenpagarlosinteresesdeunacrecientedeudainterna,yobstaculizaotrosobjetivosdelapolíticafiscalcomosonlacreacióndeinfraes-tructurayotrosestímulosalainversiónproductiva.

Porelloesconvenienteimplementarunrégimencambiariocuyoobjetivoseauntipodecambiocompetitivoyestable,quefomenteunusomásintensivodelafuerzadetrabajoymantengatasasdeinterésmoderadas,conlocualselimiteelserviciodeladeudapúblicainternayseprivilegieunapolíticafiscaldefomentoeconómico.

Sinembargo,parallevaracaboelajustedeltipodecambionominalesdefundamentalimportanciaconsiderarelproblemadesutraspasomagnificadoalainflación,reconociendoqueesteprocesoesproductodeunapugnadistribu-tivaydeladolarizacióndelaseconomíasydelnomonopoliodelbancocentralenlatenenciadedivisas.Lareduccióndeltraspasomagnificadoesunrequisitoprevioparapoderimplantarunrégimendetipodecambiorealcompetitivoyestablequefomenteelcrecimientoeconómicoequitativo.

113


anexos

1. estimación deL modeLo6

1.1.1 Regresión agrupada (Pooled m. c. o.)

Elenfoquemássimpleparaanalizardatosdepanelesomitirlasdimensionesdelespacioyeltiempodelosdatosagrupadosysólocalcularlaregresiónmcousual.Estemodeloseexpresacomo:

Yit=α+β1X1it+eit (i)

Dondei significala i-ésimaunidadtransversal(países)yteltiempot(meses).

Cuadro 1 Regresión Agrupada (pooled ols) Fuente ss df ms Número de Obs 249Modelo 1.24E+09 4 3.1E+08 F( 4, 244) 111.41Residuales 678632688 244 2781282 Prob > F 0.0000Total 9.18E+08 248 7734237 R-cuadrada 0.6462

R-cuadrada Ajust.

0.6404

Raíz MSE 1667.7

d1aimidl Coef. Error Est. t p>ltl [Int. de Conf. 95% ]d1bccntdl -0.718146 0.0366067 -19.62 0.000 -0.7902515 -0.64604d1mdl 0.2866068 0.0305602 9.38 0.000 0.2264113 0.346802d1nwdl 0.7441394 0.0378301 19.67 0.000 0.6696242 0.818655d1tmimlrp 0.726577 0.1956587 3.71 0.000 0.3411814 1.11973cons 318.697 109.4643 2.91 0.004 103.0814 534.3126

Fuente: elaboración propia.

Laregresiónagrupadatomalainformacióncomountodosindiscriminarlosdatostemporalesotransversales.Estaestimaciónesútilparadilucidarpa-tronespreliminares,lossignosylasmagnitudesdelasvariablesindependientes.

Alexaminarlosdatosdelaregresiónagrupadasepuedeverquetodosloscoefi-cientessonindividualyestadísticamentesignificativos,vemosqueloscoeficientes

6 Lasseriesdetiempodelmodelosepuedenlocalizaren:http://revistas.unam.mx/index.php/pde

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Eduardo Rosas Rojas

tienenlossignosqueseesperaban,yqueelvalorR2=0.6462esrazonable-mentealto.

1.1.2 Efectos aleatorios (Random Effects)

Laecuación(i)suponequeelinterceptodelaregresióneselmismoparato-daslasunidadestransversales.Sinembargo,esmuyprobablequenecesitemoscontrolarelcarácter“individual”decadapaís.Elmodelodeefectosaleatoriospermitesuponerquecadaunidadtransversaltieneuninterceptodiferente.Estemodeloseexpresacomo:

Yit=αi +β1X1it+eit (ii)

Dondeαi=α+ui.Esdecir,envezdeconsideraraαcomofija,suponemosqueesunavariablealeatoriaconunvalormedioαyunadesviaciónaleatoriauideestevalormedio.Sustituyendoαi=α+uien(ii)obtenemos:

Yit=α +β1X1it+ui+eit (iii)

Sianalizamoslaecuación(iii),observamosquesilavarianzadeuiesigualacero,esdecirσu

2=0,entoncesnoexisteningunadiferenciarelevanteentre(i)y(iii).Parasabercuáldelosdosmodelosesmejor,yaseaefectosaleatoriosoeldedatosagrupados,aplicamoslapruebadeBreuschyPaganconocidacomo“PruebadelMultiplicadordeLagrangeparaEfectosAleatorios”.Lahipótesisnuladeestapruebaesqueσu

2=0.Lapruebaserechaza,siexistediferenciaentre(i)y(iii),yespreferibleusarelmétododeefectosaleatorios.

Elvalor“p”nosmuestraquenopodemosrechazarlahipótesisnulaHo,porloqueespreferibleusarelmétododelaRegresiónAgrupada(pooledm.c.o.).

Sinembrago,serequiereconsiderarelcarácter“individual”decadaunidaddedatostransversales(países);porlotantoseprocedióaespecificarunmodelodeEfectosFijosparacompararcuálmodeloresultaserelóptimo.

1.1.3 Efectos fijos (Fixed Effects)

Otramanerademodelarelcarácter“individual”decadapaísesatravésdelmodelodeefectosfijos.Estemodelonosuponequelasdiferenciasentrelos

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Cuadro 2 Efectos Aleatorios (Random effects)Efectos Aleatorios Regresión GLS Num. de Obs. 249Variable de grupo (i) : id Num. de grupos 3

R- Cuadrada within 0.6292 Obs.grupo mínimo 83

between 0.9922 promedio 83

overall 0.6462 máximo 83

Efectos Aleatorios u_i ~ Gausiana Wald Chi(4)= 445.64

corr(u_1,x)= 0 (asumida) Prob>chi2= 0.0000

d1aimidl Coef. Error Est. t p>ltl [Int. de Conf. 95% ]d1bccntdl -0.718146 0.036607 -19.6 0.000 -0.7898938 -0.646398d1mdl 0.2866068 0.03056 9.38 0.000 0.2267099 0.3465037d1nwdl 0.7441394 0.03783 19.67 0.000 0.6699938 0.818285d1tmimlrp 0.726577 0.195659 3.71 0.000 0.343093 1.110061cons 318.697 109.4643 2.91 0.004 104.1509 533.2432sigma_u 0.0000 sigma_e 1651.6863rho 0.0000

Prueba de los multiplicadores de Lagrange de Breusch-Pagan

d1aimidl[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t]

Resultados estimadosVarianza Des. Est.

d1aimidl 7734237 2781.05e 2728068 1651.686u 0.0000 0.0000

Prueba: Var(u)= 0chi2(1) = 1.77

Prob>chi2 = 0.1828 Fuente: elaboración propia.

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paísesseanaleatorias,sinoconstanteso“fijas”,yporellodebemosestimarcadainterceptoUi.Paraqueelinterceptovaríeconrespectoacadapaísutilizamoslatécnicade“lasvariablesdicotómicasdeinterseccióndiferencial”(utilizarvaria-blesdicotómicasconducealmismoresultadoquesirestamosacadaobservaciónlamediadecadapaís),queseexpresadelasiguientemanera:

Yit=vi +β1X1it+eit (iv)

Dondeviesunvectordevariablesdicotómicasparacadapaís.Parasabercuáldelosdosmodelosesmejor,utilizamosunaprueba“F”res-

trictiva,tambiénconocidacomolapruebadeChowenlaquerssReslasumadecuadradosderesiduosqueseobtienedelaestimaciónm.c.o.enelmodeloagrupadoyrssUeslasumadecuadradosdelosresiduosdelaestimaciónpormínimoscuadradosdelasvariablesdicótomas.

ParaprobarlaHipótesis:Ho=v1=v2=........=vi=0.H1=v1≠v2≠........≠vi≠0.Calcular:

F0=––––––––––––––––––:H0FN-1,N(T–1)–K

SiF>Fa(N-1,NT-N-K),rechazarHo;de locontrario,noserechace,dondeFα(N-1)yFα(NT-N-K)y(N-1)sonlosgradosdelibertaddelnume-radorydeldenominador,respectivamente,yαeselniveldesignificancia.Alternativamente,sielvalorp-valuedelFobtenidodelaecuaciónessuficiente-mentebajo,sepuederechazarHo.

Enrelaciónconelmodelo(iv),elmodelo(i)asumeuninterceptocomúnparatodoslospaíses(esdecir,noincluyevariablesdicotómicasporpaís).Comoyaseviolahipótesisnulaesquev1=v2=…=vi=0(osea,quetodaslasvaria-blesdicotómicasporpaíssonigualesacero).Silapruebaserechaza,significaquealmenosalgunasvariablesdicotómicassípertenecenalmodelo,yporlotantoesnecesarioutilizarelmétododeefectosfijos.

Elvalor“p”nosindicaquepodemosrechazarlaHo,porloqueespreferibleusarelmétodoefectosfijosalmodeloagrupado(pooled).

Comopodemosobservar,yanoesnecesarialapruebaHausmanparade-terminarsielmodeloesdeefectosfijosoesdeefectosaleatorios,yaquequedademostradoqueelmodeloóptimoeseldeefectosfijos.

(RSSR – RSSU)/(N–1)RSSU /(NT–N–K)

117


1.1.4 Pruebas de autocorrelación y heteroscedasticidad

Autocorrelación

Esimportanteseñalarqueauncuandohemosmodeladolaheterogeneidadtem-poralyespacialennuestromodelo,sedebecumplirconciertasespecificaciones.DeacuerdoconlossupuestosdeGauss-Markov,losestimadoresdem.c.o.sonlosMejoresEstimadoresLinealeseInsesgados(meli)siempreycuandoloserro-reseitseanindependientesentresíysedistribuyanidénticamenteconvarianzaconstanteσ2.

Actualmentehaymuchasmanerasdediagnosticarproblemasdeautocorre-lación.Wooldridgedesarrollóunmétodoenelcualseestablecequelahipótesisnuladeestapruebaesquenoexisteautocorrelación,naturalmente,siserechaza,podemosconcluirqueéstasíexiste(Wooldridge,2002).

Cuadro 3 Efectos Fijos (Fixed effects)Efectos Fijos Regresión (within) Num. de Obs. 249

Variable de grupo (i) : idNum. de grupos

3

R- Cuadrada within 0.6296 Obs.grupo mínimo 83between 0.9925 promedio 83overall 0.6458 máximo 83

F(4,242)= 102.82corr(u_1,xB)= 0.2063 Prob>F= 0.0000

d1aimidl Coef. Error Est. t p>ltl [Int. de Conf. 95% ]d1bccntdl -0.6990953 0.0370347 -18.88 0.000 -0.7720469 -0.626144d1mdl 0.2800699 0.0303717 9.22 0.000 0.2202431 0.3398966d1nwdl 0.718004 0.0388888 18.46 0.000 0.6414002 0.7946077d1tmimlrp 0.7645608 0.1943638 3.93 0.000 0.3817 1.147422cons 339.3755 108.7245 3.12 0.002 125.2083 553.5427sigma_u 347.047460 sigma_e 1651.68630rho 0.042282 Prueba F de que todos u_i = 0 f(2,242)= 3.83 Prob>F= 0.0357


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Cuadro 4 Autocorrelación (Prueba de Wooldridge)

Prueba de Wooldridge para Autocorrelación en datos de panel

H0: No Autocorrelación de primer orden

F(1,2)= 8.602

Prob>F= 0.0993Fuente: elaboración propia.

Elvalor“p”nosindicaqueNosepuederechazarlahipótesisnulaHo,porloquenotenemosproblemadeAutocorrelacióndeprimerorden.

Correlacióncontemporánea

Lasestimacionesendatospanelpuedentenerproblemasdecorrelacióncon-temporáneasilasobservacionesdeciertasunidadesestáncorrelacionadasconlasobservacionesdeotrasunidadesenelmismoperiodo.EnlapruebadeBreuschyPaganparaidentificarproblemasdecorrelacióncontemporáneaenlosresidua-lesdeunmodelodeefectosfijos.Lahipótesisnulaesqueexiste“independenciatransversal”(cross-sectional independence),esdecir,queloserroresentrelasuni-dadessonindependientesentresí.

Cuadro 5 Correlación contemporánea (Prueba xttest2)

Matriz de correlaciones de los residuales

_e1 _e2 _e3

_e1 1.0000000 0.0000000 0.0000000

_e2 -0.0209000 1.0000000 0.0000000

_e3 0.0124000 0.0159000 1.0000000

Prueba LM Breusch -Pagan: Chi2(3)= 2.1460

Prob.: 0.5426


Elvalor“p”delestadísticoX2indicaquenopodemosrechazarlaHo,porlotantonoexisteproblemadecorrelacióncontemporánea.

119


Heteroscedasticidad

Cuandolavarianzadeloserroresdecadaunidadtransversalnoesconstante,nosencontramosconunaviolacióndelossupuestosGauss-Markov.UnaformadesabersinuestraestimacióntieneproblemasdeheteroscedastidadesatravésdelapruebadelMultiplicadordeLagrangedeBreuschyPagan.Sinembargo,deacuerdoconGreene(2000),éstayotraspruebassonsensiblesalsupuestosobrelanormalidaddeloserrores;afortunadamente,lapruebaModificadadeWaldparaHeterocedasticidadfuncionaauncuandodichosupuestoesviolado.Lahipótesisnuladeestapruebaesquenoexisteproblemadeheteroscedasticidad,esdecir,σi

2=σ2paratodai=1…N,dondeNeselnúmerodeunidadestrans-versales(“países”ennuestroejemplo).Naturalmente,cuandolaHoserechaza,tenemosunproblemadeheteroscedasticidad.

Cuadro 6 Heteroscedasticidad (Prueba modificada de Wald)

Prueba Modificada de Wald de heteroscesdasticidad grupal en un modelo de efectos fijos

h0: sigma (i)^2 =para toda i

chi2 (3) = 32599.09

Prob>chi2= 0.00000


LapruebanosindicaquerechazamoslaHodevarianzaconstanteyacepta-moslaHadeHeteroscedasticidad.

CorreccióndeHeteroscedasticidad

Elproblemadeheteroscedasticidadpuedesolucionarseconestimadoresrobus-tos,conMínimosCuadradosGeneralizadosFactibles(fgls),obienconErroresEstándarCorregidosparaPanel(pcse).BeckyKatz(2001)demostraronqueloserroresestándardepcsesonmásprecisosquelosdefgls.Desdeentoncesmuchostrabajosenladisciplinahanutilizadopcseensusestimacionesparadatosdepanel.

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Eduardo Rosas Rojas

Tabla 7 Errores estándar corregidos para panel

Variable de grupo: id Num. de Obs. 249

Variables de tiempo periodoNum. de grupos

3

Panel: heteroscedasticidad (balanceada) Obs. Por grupo

Autocorrelación: within No Autocorrelación Obs.grupo mínimo 83

promedio 83

máximo 83

Covarianzas estimadas 3 R.cuadrada 0.6962

Autocorrelaciones estimadas 0 Wald chi2 (4) 258.5000

Coeficientes estimados 5 Prob>chi2 0.00000

heteroscedasticidad corregida

d1aimidl Coef. Error Est. Z p>lZl [Int. de Conf. 95% ]

d1bccntdl -0.71815 0.0482039 -14.90 0.000 -0.8126238 -0.6236681

d1mdl 0.28661 0.0439751 6.52 0.000 0.2004172 0.3727965

d1nwdl 0.74414 0.0512651 14.52 0.000 0.6436617 0.8446171

d1tmimlrp 0.72658 0.2204008 3.30 0.001 0.2945993 1.158555

cons 318.6970 104.3905 3.05 0.002 114.0953 523.2987


Podemosverqueloscoeficientestienenlossignosesperadosademásdequesonestadísticamentesignificativos.Loanteriornosmuestraelmodelodeacumu-lacióndereservasóptimoparadatosdepanel,elvalor“p”delavariableconstantesigueteniendounatpocosignificativaaunquemejoróconrespectoalaregresióndeefectosfijos.

121


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