CAPITULO

vn

ESTIl\1ACION DELMODELO EFE

"Pero 10 que importa no es elresultado, sino el proceso".

Umberto Eco, (1989, p. 34)

185

1.- La Estrategia para la Estimación del Modelo

1.1 El proceso conjunto especificación-estimación

Generalmenteseadmite quelateoríaeconómicasubyacentedetrásdeunmodeloesinsuficienteparaprecisarelalgoritmo de transformacióno "especificación" del modelo; con 10 cualquedaun margenpara serllenadocon laayudade la inferencia estadística; pero tampoco setratade teorizar exclusivamente en función del comportamiento de unosvalores. Lo que queremos destacar es que, dentro de la estrategiapara la especificación se pueden usar los métodos de inferenciaestadística que permitanaplicar test de significación y de hipótesis,al consider los datos disponibles.

RayrnondyUriel(1989, p.p. 88-92)hanesquematizadoelprocesodeinteracciónentrelaespecificaciónylaestimación, señalandocomolabúsquedadeunerrordeajuste aleatorio influyeenlaespecificación. Unavariantede losesquemas deRayrnond-Uriel seencuentra enel gráficoN°7.

Ennuestrocaso,alpartirdelanálisis microeconómico (Cap.ll) laestrategiadescritase ha mostrado productiva enel sentido de destacaroprecisarcuál(es)dela(s)variable(s)exógena(s)entrelasqueteóricamenteinfluyenenelcomportamiento deunavariableendógenaenparticular,10hace(n) significativamenteymantiene(n)permanenciaenelsentidodeDagum(*). Los logrosenesesentido seencuentranenel acápite 3°deestecapítulo.

1.2. La selección del método para la estimación del modelo

La econometría ha adoptado, entre sus métodos, algunos de­rivadosde laestadística matemática; yconellolossupuestos en donde

(*) Ver Capítulo VI, acápite 1.1.

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HIPOTE818E8PECIFICA8DE MODELO

GRAFICO N" 7

LA ESPECIFICACIONy LA ESTIMACIONECONOMETRICA

HIPOTE818

GENERAL

DAT08METODOS

DEESTIMACION

NO

CONTRASTEDE

SIGNIFICACION

81

CONTRASTEDE

HIPOTESIS

se

NO

se basan los métodos de inferencia estadística, convirtiendo sucumplimiento en requisito para evaluarel ajuste o estimación de losmodelos (*). Dos de los métodos generalmente usados son los decontraste de significación estadística (de conjunto del modeloy deparámetros individuales) ylosdecontrastesdelashipótesis estadísticasbásicas; exogeneidad, homocedasticidadetc. (Pulido, 1989, p. 129). Ladefinición de las características, de estos test en términos formales oreglas de decisión para la validación del modelo se especifican en elcuadrode síntesis N° 4 (**).

Comosesabeeldenominado métododeRegresiónLinealClásicooMínimoCuadrático Ordinario (MCO)permiteobtener,deacuerdoalteoremaGauss-Markov, estimadores conlascaracterísticas deseables:"estimadores lineales insesgados óptimos" (ELlO),bajolossupuestos"clásicos", para un número de observaciones más bien grande enmodelos simples; esdecir,enaquellosdonde lasvariablesendógenas sonexplicadas exclusivamente por variables exógenas. Pero cuandoen elmodelo interactúan las variables endógenas, como en el modelo deecuaciones simultáneas, serequierenalternativas metodológicas, pueselcumplimiento del supuesto de exogeneidad no puede asegurarse deantemano (***).

Entre las opciones disposibles está el Método de RegresiónGeneralizado (biytrietápico)ylasderivadas delamáximaverosimilitud.

En nuestrocaso, aunque lasecuaciones decomportamiento en elmodeloreducido estánperfectamente identificadas, paragarantizarlavalidezdel modelo creemosprudente recurrir al método de regresión(*) Como es bien conocido la inferencia estadística se hace, comunmente de dos formas;

la estimación puntual y de intervalo y la prueba de hipótesis; ambas estrechamenterelacionadas.

(**) Cabe también recordar que el origen del error en los métodos de estimacióncorrientemente usados se refieren sólo a la medición de la variable endógenas; porlo cual implícitamente se está aceptando que no hay errores en la medición de lasvariables exógenas.

(***) Debe advertirse que la mayoría de los métodos alternativos son "asintóticos", porlo cual requieren un número de observaciones grande. (Sabau, p.p 3-4).

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CUADRO DE SINTESIS N° 5

MEDIDAS Y CONTRASTES PARAEL ANALISIS DE VALIDACION DELMODELO Y SUPUESTOSDE LA REGRESION GENERAL LINEAL (RGL)

1. Exigencias a los estimadores Test y Reglas de decisión

Insesaamiento: El conjunto de valores quepuede tomar ~ está centrado en ~. E~)- ~ Contraste de significación parámetros

individuales.

Convergencia o Consistencia: En la medida queaumenta el N" de observaciones, las estimaciQnes convergen al valor poblacional. Lim P[(~ • ~) > Ó = 1 "t"de Student

n ... oo

PrecisiónA::ficienciaJEficacia: La dispersión entorno a la media de la variable independiente Magnitud de la varianza(varianza) es mínima.

11. Exigencias a los residuos Supuesto de RGL Expresión en términosde error.

Normalidad: El error se distribuye según una fun E(EJ2=a 2 E (E,lx,) = O Observación de los gráficos.ción normal standard. E-N(O,1)

No existe autocorrelación E (E" E,) = O Cov (E" El) = O Durbin-Watsoni .. ¡

Homoscedasticidad: La varianza es constante. E (E,lx,) = a 2 Var (E,2Ix,) = a 2 Observación. '-'" 11."" '1 Y la" 'all~ ~ 1"" '11 ''',''- I~,I-V en los gráficos

bies explicativas Xi no están correlacionadas. E (E) = O Cov (Elx) = O

11. Exigencias a las variables explicativas. Contraste de significación de conjuntodel modelo R2 y F de Snedecor y ob-

Independencia "Ceteris Paribus" servación de los gráficos

bietápico, porcuantoalgunas delasmencionadas ecuacionescontienenvariables endógenas desfasadas opredeterminadas (*).

Alevaluar losestimadores obtenidos hayqueexaminar:

lavariación de losresiduos o errores

laspropiedades dedistribuciónde loserrores

lossignos y laprecisiónde loscoeficientes

laestabilidaddelosparámetros recurriendoparaelloaalgunosde los test de significación y a los de prueba de hipótesisseñalados enelcuadro desíntesis No 6.

Dichos test también permiten obtener información sobre lapeculiaridad del modelo y los límites para su uso. Es decir, si deberestringirse a serexplicativo, a ser prospectivo o sipodráusarseparaambos propósitos. En el casode quedebausarse comoinstrumentoexplicativo es importante laespecificación dinámica yqueenellaestéausente laautocorre1ación; riesgo corriente al trabajarconserieseconó­micas(**).

(*) Como es bien conocido el método bietápico seutilizacuando hay sobreespecificaciónen las ecuaciones; pareciera entonces suficiente realizar la estimación con el MCO;pero dado que el uso del método bietápico, y el MCO dan los mismos estimadorespara el caso de estar el sistema y las ecuaciones perfectamente identificados, comoen nuestro caso, minimizaremos el riesgo de colinealidad siempre presente en losdatos económicos, usando el bietápico. (Pyndick-Rubinfeld, 1980, p.p. 180-183) YKmenta (1985, p. 671).

(**) Pulido (1989, p. 284) señala que la existencia de autocorrelación entre lasperturbaciones puede deberse a la .imrrQa propia de los acontecimientos económicosy sociales en general; a la especificación errónea; a los cambios de estructuras eincluso al manejo previo de los datos (alisado de series) que puede incorporar unpatrón artificial en la conducta del término de error. La ausencia de correlación seexpresa gráficamente con una distribución aleatoria de los residuos. Entre los testque se han propuesto para verificar su existencia está el de Durbin-Watson (DW).Supuesto que no haya especificación errónea, la presencia de autocorrelación puedeeliminarse con transformaciones; por ejemplo, como la debida a Cochrane-Orcutt(1949); pero también hay quien opine que es preferible ignorar el problema deautocorrelación a corregirlo en forma equivocada (Pulido, 1989. p. 300 citando aEngle (1973)).

191

Cabe entonces señalar aquí: (a) que los analistas de la teoríaeconométricaestimanqueelriesgodeautocorrelacióndisminuyealusardesfases temporales (Raymond-Uriel, 1989, p.p. 83-88) Y (b) quecuando se pretende que un modelo tenga usos prospectivos es másimportante atenderal cumplimiento del supuesto de exogeneidad (*).Por lo tantose requiereestablecerun "equilibrio" entre la pérdidadeinformación (y deeficiencia) alusardesfase paradisminuir el riesgodeautocorrelación y el riesgo de aceptar relaciones con estimadoresasintóticamente inconsistentes (con "temple" menor", si usamos laexpresióndePopper).

En nuestro caso el desfase habitual utilizado es de un (1) año,cuandolateoríasubyacentedetrásdelasecuacionesdecomportamientoloadmitenojustifican, además de sernecesaria bajoelsupuesto "postergoantehoc" quehemosadoptado para dinamizar el modelo.

1.3. Limitaciones delmétodo seleccionado

Noexisteconsenso entrelosteóricos de laestadística matemáticaacercadelusode lostestde significaciónydelcontraste dehipótesis enlasciencias sociales (Atkins-Jarret, 1979). Incluso hayquienes suponeninaplicables dichostest(**) enel sentido quenormalmente seempleanen ciencias sociales, el cuales el adoptado en nuestro estudio(***).

(*) El concepto de exogeneidad ha recibido variadas acepciones. El punto de vista dela economía lo utiliza para designar variables no explicadas por el modelo. El puntode vista de la teoría econométrica lo relaciona con los residuos; es decir, con lascondiciones para la obtención de estimadores consistentes. Raymond y Uriel citana Dhrymes (1970) para quienes las variables son exógenas si son independientes dela perturbación aleatoria.

(**) Kish (1959) cita a Salvin (1957) para refutarlo desde el punto de vista de losrequerimientos de toda investigación.

(***) Es interesante observar: (i) que el diseño fisheriano no ha sido usado en la física nien la química puras, aunque si en tecnologías asociadas a dichas disciplinas(Camardiel, 1986, p. 71) Y(ii) que los principios fisherianos permiten la "experimen­tación" económica mediante la simulación, básicamente en el área de la microteoría(Smith-Williams, 1992).

192

Entodocaso,almargendelasparticularidadesdeesadiscusión, sepuedenhacerlassiguientes observaciones generales:

i) Lascondicionesquepermitenel"ceterisparibus" experimentalno existen en ciencias sociales, y aún así se admite dichosupuesto cuandosecalculan coeficientes de regresión(*).

ii) Los errores noprovienensólode la mediciónde la variabledependiente, tambiénexistenenlamedicióndelasexógenas,y

ili) Lareaccióndelosagentes anteunamismaexperiencianotieneporqueser constante.

Dealliquéelusode lostestdesignificaciónnoseadecertezasinode ausencia, provisional, de pruebas en contrario. Por lo tanto, lainferenciaeconométricaconjetura sobrelabasedepremisasprecisasy explícitas, aunque losdatos seana veces frágiles. La alternativadepracticarúnicamente el razonamientodeductivo, (tautológicoensi),acorta el tránsito hacia posturas ideológicas (**) pues no todo elconocimientocientíficosepuedeconstituirdeesamanera(GarciaBacca,1981,p.p.77-78).

Como afirma Malinvaud (1980) el quid del asunto consisteenconocer qué sesgo se tendrá al seleccionarse alguna alternativa

(*) El coeficiente de regresión mide el "cambio" experimentado por una variableendógena en una unidad, asociado al de otra(s) exógena(s), supuesto las demásconstantes (ceterisparibus); lo cual en ciencias sociales es irreal y da origen a ladiscusión sobre la interpretación de las desviaciones, puesnose referirána 'simpleserroresmétricos.

(**) Comoesbienconocido, enelmétodo deductivo laconclusión seencuentra contenidaen las premisas, pues se encuentran vinculadas de un modo condicionalmentenecesario. En el método inductivo, enel casode la inferencia estadística, el vínculose funda en la regularidad y en el cálculode probabilidades por lo cual puede serverificado en cualquierotro momento. La conclusión de la inferencia inductivapermite reconstruir racionalmente los procesos observados y predecirotros de lamismaclase, dentrode cierto margen. La discusión de las reglasde inferencia enlos diversos métodos se encuentra en de Gortari (1978, p.p. 98-126).

193

teóricasobrefenómenos quesoncomplejos. Deallíquecientíficamentetampoco debanaceptarse explicaciones cuyajustificaciónseasólounacasualcoincidencia decomportamiento entrealgunos datos.

Ensíntesis lacombinacióndelosmétodosdeductivoeinductivoesloque permite, desdenuestro punto de vista, encontrar modelosútiles, usando comocriterio de contrastación el de falsación (Pop­per, 1985, p. 39) Ylosconstrastes estadísticosde hipótesis.

2. La Información Estadística y su Tratamiento

Enlosmodelos macroeconómicos, conformadosporsistemas, las"cuentas nacionales" constituyen un obligado puntode referencia, alsuministrar información esencial paradescribir y explicar el procesomediante elcualse lograelequilibrio general.

Lascifrasdadas por lacontabilidad nacional seexpresanen uni­dadesmonetarias; por 10 cuallasmagnitudes de lasdiversas variablesrecogentantolavariación devolumenfisico (V) comolaevolución delosprecios (P). Cuando sequiereaislarlavariación de losprecios, serecurre a transformaciones mediante artificios como el del "precioconstante" (deflación). Peroestas transformaciones nosontriviales niestán libres de consecuencias cuando se usan para simulaciones oproyecciones. Alusarlosvalores "apreciosconstantes" hayqueañadiralgúnmecanismoencargadodeexplicar lavariacióndelosprecios. Porelloalgunos autores (Daloz,J.P.-Goux,C.1985, p.p. 22-24)preconi­zan el trabajo con "precioscorrientes" y aceptan que los cálculos a"precios constantes" son significativos en ausencia de fe- nómenosinflacionarios.esdecircuando é P'P < ~VN.

Con relación al aislamiento de la evolución de lospreciosy a laseleccióndelosperíodos, hemos hecho lasconsideraciones siguientes:

a) Lasestadísticasdereferencia (*) provienendeestimacionesconvariaciones metodológicas sustantivas que no hacen obvio el

(*) BeV: Series Estadísticas de Venezuela de los Ultimos 50 años. (1992).

194

encadenamiento de algunas magnitudes; sobre todo las referidas a laeconomía "real" entre losprimeros años (1950-1968) y los restanteshasta1989(*). Asíporconvenienciametodológicaelanálisis requiereconsiderar tres períodos: 1950-1969, 1970-1979 Y1980-1989. Esteseccionamiento resulta justificado económicamente, pues a partir de1970 hubo cambios institucionales significativos, acompañados detransformaciones en el comportamiento delpúblico con relación a lasvariables monetarias; y, apartirde1979, losanalistas señalanquehubocambios en el movimiento dominante de la economía (Maza, 1987)acompañadosporfactores externos importantes (Echevarría-1984, p.p.259-270). Resulta asíconveniente examinar dossubperíodos: unode"crecimientoacelerado": 1970-1979y otrodecrisis inflacionaria: 1980­1989dentrodel lapso70-89.

b) La transformaciónde lasseriesa "preciosconstantes" sehabasado en los indicadores de precios del FMI, que a su veztienencomo referencia los índices elaborados por el BCV(**).

e) Dado que el tipo de cambio es un factor importante en laevoluciónde losprecios internos sehanhechoestimaciones

(*) Esto constituye una limitación para el contraste y evaluación de la estimación, cuyosresultados se presentan en el parágrafo 3 de este capítulo. Ahora bien, aceptando queel propósito de evaluar la estimaciones es tener una apreciación acerca del grado decorroboración de los modelos, cabe observar que, así como la calidad de los datosinfluye en dicha corroboración, la capacidad explicativa de la teoría puede dar piepara la evaluación de los datos.

(**) Para el lapso 1950-67 el índice del BCV tiene su base en 1945 y su canasta se suponíarepresentativa para las familias de clase media de Caracas. En 1968 sobre la basede una encuesta de 1966 sobre presupuestos familiares en Caracas, se establece unnuevo año base, 1968; a partir de nuevas encuestas (variando el contenido de lacanasta) el índice se modifica sucesivamente en 1986: año base 1984 y en 1989: añobase 1986. (Morillo 1991, p.p. 194). Las diferencias metodológicas en laconstrucción de los índices para los distintos períodos dificulta el encadenamientode las series y aún la interpretación de las variaciones y de los conceptos que lasreflejan (Morillo, p. 200).

195

apartirde latransformación delaseriedeprecioscorrientesendólares corrientes.

Esa transformación permite:

i) Explicitar la influenciadelasvariaciones deltipodecambio.

ii) Ladisminucióndelosvaloresextremos, locualesimportanteparalafactibilidad deoperarconajustes lineales, y

iii) Conservarlainformaciónmáscercadelasseñalesquerecibenusualmente losagentes económicos, quienes normalmente notienenacceso al artificio del "precioconstante" .

3.- Resultados del Ajuste y su Evaluación (*)

3.1. Comentarios generalessobre lasestimacionesdelmodeloreducido.

EnelcuadroNo 1,puedeapreciarse; primero, queengeneral, lamedida de laexplicación o bondaddel ajuste (R2) (**) es máselevadacuandolasseriesvienenexpresadasenbolívaresy "dólarescorrientes"quecuandosehanevaluado en "bolívares constantes". Segundo, queel ajusteparael lapso1980-89, cuando laserieseexpresaen bolívaresyendólares"corrientes" arrojaR2 significativosencasitodosloscasos.No así, cuando las series se expresanen precios constantes; lo cualconcuerdaconlaadvertenciadeGouxyDallozsobrelaconvenienciadetrabajarconprecioscorrientesenperíodos inflacionarios. Tercero, unaexplicacióndelajuste deficiente paralasseriesenbolívares constantesvienedadaporlaevidencia, deotrasfuentes, dequeelsalarioenperíodosinflacionarios se retrasa en su evolución con relación a los precios

(*) El programa de cómputo usado es el de Regresión Múltiple del STATGRAPHICS.(**) Tal como se dijo en el parágrafo, 1.2 de este Capítulo, el método usado de ajuste es,

en la mayoría de los casos, bietápico dada la presencia de variables predeterminadasentre las variables explicativas.

19ó

CUADRO N° 11950-89 1950-69 1970-79 1980-89

RESULTADO DELA ESTIMACIONDEL MODELO EFE R2 t Dw (F) R2 t Dw (F) R2 t Dw (F) R2 t Dw (F)

~..1) BMp• BMp (id,~) 0.8368 k 1.9500 .0000 0.8910 k,rd 0.9_ .0000 0.4574 k~d 2.315 • 0.0674 0.2645 ni 1.906. .1678

1-1

2) BMp• BMb(OP, RF) 0.8884 DP 1.788 .0000 0.8114 DP 1.316 .0000 0.8215 DP 2.337 0.024 0.1075 2.740 2.999t·11·1

+ + .1.294b 0.9717 .0434 0.6551 ch, rd, W 1.3B9c .0_3) OP. OP (wnI, eh) 0.5031 w, rd, eh .0000 w, eh, rd 1.091c .0000 0.6448 w,nI 2.092c

1-1+ + .

2.471. .04464) CR. CR (k, q, ra) 0.8069 k 0.89Sb .0000 0.567 k,q 1.437e .0009 0.6020 k,ra 2.031c .0365 0.5734 q,k-+- + + •

rd,~,Qp .0112 0.6837 ni 3.157c .61345) BF. BF(w, OP, q, ni) 0.7720 ch,w,OP,q 0.938b .0000 0.4515 2.395. .0210 0.9401 OP, ch, q 3.158ct , 1 t-1

6)W.W(l(/~~ _ 0.9434 k 0.6OIlb .0000 0.9654 k 2.116. .0000 0.9589 k 1.945a .0000 0.6958 k,AE 1.292c .00647) Co. Co (w, k, ni) 0.9209 ril,k,v 2.328a .0000 0.9905 id 1.165e .0000 0.3228 ni 2.566. .1979 0.000 1.541c .7329

.- 1 '-1

S DOLARES+

2.61e.1) BMp• BMp(nI,k) 0.9226 k,rd 0.923b .0000 0.4497 k 1.337c .0033 0.9950 k 1.309c .0000 0.937 ni, k .0001

1-1

2) BMp. BMb(OP, RF) 0.9607 DP 0.858b .0000 0.7036 DP 0.867b .0000 0.9896 DP 2.9540 .0000 0.947 DP 2.223. .0001

t·1'- 1

3) OP. OP (wrd) (S) 0.9046 w,nI 0.809b .0000 0.9481 w 1.0200 .0000 0.9846 w 1.742e .0000 0.9516 ni 2.697. .00001-1

4)CR.CR(k,q,ia) 0.9398 k,r. 1.57Oe .0000 0.6294 k,q.... 1.8500 .0003 0.8652 k,r. 2.613. .0015 0.8849 Ie,r. 2.101c .00105) BF. BF(,;, ÓP,~ Ñl) 0.8291 w,q 1.7550 .0000 0.4330 w, riP l.803e .0159 0.8755 w,OP,q 2.793• .0111 0.5707 ni 2.627. .1755

1-11-1

6)W.W(K,AF) 0.91'17 k 0.5OIJb .0000 0.9490 k,AE 1.643. .0000 0.9925 k,AE 1.143e .0000 0.9741 k 1.68Qe .00007) Co. Co (w, k, rd¡ 0.9194 rd,w, k 1.9460 .0000 0.8959 w,k 1.437e .0000 0.9964 w 1.776e .0000 0.8892 rd,w,k 2.235e .0026

1-1 t-l

CONllNUACION

B•• CORRIENTES

1) BMp • BMp (rd,ll) 0.9760 k,rd 1.071. ooסס. 0.9205 k 0.B65c ooסס. 0.9943 k 1.3040 .0000 0.9786 k 2.928. ooסס.

t·l

2) BMp • BMb (DI', Rf) 0.9614 llP 1.9540 ooסס. 0.855 llP 1.2S6c ooסס. 0.9899 llP 2.933< .0000 0.7965 llP 1.67Bc .0036

t-ll-l

3) DP • DP (w, rd, eh) 0.9338 w,rd 0.706b ooסס. 0.9710 w, ch,rd 1.463c ooסס. 0.9730 w 1.916< .0001 0.9013 rd 0.761. .0018

t-l

4) CR. CR (k, q, ro) 0.9426 t,ra, e 0.879b ooסס. 0.7091 t, rII,C 1.306b ooסס. 0.B646 k,r. 2.607. .0016 0.947c k,q, ni 2.479. .0001

5) BF. BF (w, DP, q, rd) 0.9443 w,OF,rd 1.533<: .000 0.2725 k 2.1040 .0996 0.7670 w,DF 2.6250 .0809 0.9197 OP,ch,k 2.727. .0564

t ~ 1 t-1 .h rd

6) W. W(K, Af) 0.9971 k,AF 1.373< ooסס. 0.9711 k 2.021_ ooסס. 0.9928 k,AF 1.190< .0000 0.9981 k,AF 2.300 • ooסס.

7) Co. Co (w, k, rd) 0.9819 w 1.0S6b ooסס. 0.9877 k,w 1.715 • ooסס. 0.9952 k,w 1.7r11c ooסס. 0.9762 rd 2.345a .0000

t-lt-l

(S) Se omite (eh) puM e.tj impUcito .. valor 'a eeeieen $CORRIENTES

(a) No hay comllación (b) CorreI.::lón ...iaI poaitiw (e) R.ultlldo lndetermin.to

(Baptista, 1991); y ellohabríaafectado ensegundo o tercerimpacto alasvariablescuyaevoluciónseexplicaenparteporlaevolucióndelamasasalarial. Peroelmismo hecho dequelosajustes en dólares ybolívarescorrientes tenganlé significativossugierequelosindicadoresdepreciasdisponibles paraefectuar ladeflacióntengandeficiencias paraalcanzardichopropósito (*). Cuarto, en correspondencia con 10 anterior losvalores obtenidos para el estadístico "P" , también corroboraque losajustes sonsatisfactoriosenlamayoríadeloscasos. Quinto, lostestdeDurwin Watson, relativos a la evaluación de la hipótesis de que loserroresodesvíos noestánrelacionadas entresí (autocorrelación) y queamenudo nosecumple cuando setratedeseries económicas arrojalosresultados siguientes:

Para los 56 ajustes efectuados (**), descartando los co­rrespondientes a "precios constantes", en veintisiete (27)casos eltestDWresulta indeterminado; enveintiuno (21)nohayautocorrelaciónysóloochocasos (8)muestrancorrelaciónserialpositiva.

Tal como se observa en el cuadro resumen, los casos decorrelación serialseagrupan preferentemente en losajustespara la totalidad del período; 10 cualera de esperar (***)mientrasqueenlossubperíodospredominalaindeterminacióny la ausencia de autocorrelación. Sexto, en 10 relativo a lanormalidad de los residuos, en los gráficos probabilísticos

(*) Sólo así se explicaría que el BeV no haya publicado series de precios constantes quecubran todo el lapso 1950-1989, sobre la base de un mismo año, puesto que elalgoritmo de cálculos es relativamente simple.

(**) No obstante haber descartado los ajustes para las series en precios constantes por lasrazones aducidas (acápite 3.1 de este capítulo) en los cuadros se presentan losresultados obtenidos.

(***) Kmenta (1985, pp. 329-331) señala que los estimadores mínimos cuadráticos sonconsistentes aunque los términos de la pertubación sean autorregresivos("asintóticamente" inconsistentes). La consecuencia es que los intervalos deconfianza serán más amplios (sesgo positivo) o más reducidos (sesgo negativo).

199

normales seobserva unamayor aproximacióna lalinealidaden loscasos de lasseries de 20 y 10años queen loscasos de40años. Estehecho noocurrecomoesdeesperar(*) debidoa la naturaleza de losdatos relativos al proceso económico.Séptimo, enlorelativo alahomoscedasticidadseencuentranindiciosdecomportamientoconformeadichahipótesis enlosperíodos menores a 20 años (**).

En consecuencia los resultados de los subperíodos serán intere­santes desde elpuntodevistadeltestdesignificacióndelosparámetrosindividuales.

3.2. La Explicación del Comportamiento de los DiferentesMercados.

3.2.1 El merca-lo monetario.

Las ecuaciones de comportamiento estimadas para el mercadomonetario sonlascorrespondientes a losencajes delpúblico (BMp), ya losencajes de labanca (BMb). Lasexplicaciones propuestas por lasrespectivas funciones decomportamientomuestran, engeneral,unR2 yFsignificativos. Esdecir, elmodeloenconjuntoencuentracorroboraciónen losdatos.

EncuantoaBMp, talcomoseresumeenelcuadroNo 2lasvariablesquesemuestranexplicativas, segúneltestde "Student" , sonenambosconjuntos losflujos (W) y stocks (K), conlos signos postulados. Lastasas en general son significativas cuando su variación deja de ser

(*) Kleinbaum y otros (1988, p.p. 60-61) dan cuenta de las experiencias simuladas deDaniel y Wood (1980) según las cuales muestran pequeñas (n < 16) producen, amenudo, punto substancialmente desviados de la linealidad. Para muestras mayores(n > 32) los gráficos se comportan mejor.

(*) Considerando que el fenómeno inflacionario no se manifiesta con intensidad antesde 1970, es natural que las cifras del período 1950-69 tengan una desviación menorque las del período 1970-89.

200

artificialmente limitada. ConrelaciónaBMb,lavariableesencialmenteexplicativa, cornoeradeesperar,corresponde a DP.

Por todo lo anterior cabe considerar que no hay suficientesevidencias en contrario que desechen la explicación propuestasobre elcomportamiento de losencajes de la banca, del público, delos depósitos rentables.

3.2.2 Los mercados de títulos.

Lasecuaciones decomportamiento estimadas paraelmercadodetítulos correspondenalatenenciadetítulos (acciones ybonos)porpartedelasfamilias (BF)delcréditoconcedidoparaactivos fijos porpartedela Banca(CR)y de losdepósitos conrendimientos (DP).

En general se mantiene el patrón de que los valores de losestadísticos explicativos R2 y F muestranmejoresajustes en las seriesexpresadas en "bolívares y dólares corrientes" que en "bolívaresconstantes",debiendo notarse:

a) Lasexplicacionespropuestasparaelcrédito (CR)ypara(DP)resultanmásajustadas a losdatosqueloscorrespondientes ala tenencia de títulos (BF).

b) Estos últimos resultan según el test DW con ausencia deautocorrelación. Elajustepocosignificativoparaelperíodo1950-1969 encuentra su explicación en el estrecho, casiinexistente mercado de valores endichoperíodo.

e) La importanciadelasvariables deflujo y stocks(K, WyDP)Ylade las tasas, (ra, rd, ehy e) evaluadas a travésdel "t" deStudent, son equiparables en todos los períodos, conpredominio de lossignos esperados.

El conjunto de resultados anteriores nos llevaa concluirque noexisten suficientes evidencias en contrario que rechacen las

201

CUADRON°2

ECUACIONES DEL MERCADO MONETARIO

Bs. CONSTANTES ENCAJE DEL PUBLICO (BMp) R2 DEPOSITaS DEL PUBLICO (DP) R2 TENENCIA BANCARIA (BMB) R

1950-89 BMp= .021k - 672.7 rd + 2307 .836 K DP = - 1.00w - 4.46 rd - 585.56 eh - 3 .903 w,rd,eh BMb=.201 DP+.033 RF+2045 .888 DPt-1 1-1 1-1

1950-69 BMp= .017k - 1769.5 rd + 2758 .891 K, rd DP= -0.49w -1.07rd -2244.71eh -5259 .971 w, ch,rd BMb= .026 DP+.054 RF+1629 .811 DP1-1 1-1 1-1

1970-79 BMp= .021k - 8235.3 rd + 2228 .457 K, rd DP= -0.81w -5.15rD+21226.28ch-1 .644 w,rd .BMb= .202 DP+.196 RF+1992 .822 DP1-1 1-1 1-1

1980-89 BMp= .015k + 6924.8rd + 17075 .264 rd DP= -0.81w-5.62rd-1361. 72ch-4249 .665 eh, ro, W BMb=.033 DP-.056 RF+14767 .1071-1 1-1 1-1

$ CORRIENTES

1950-89 BMp= .023k + 31.6 rd - 10 .923 K, rd DP= .475w + 563.9rd - 3215 .904 w,rd BMp= .228 DP-.056 RF + 174 961 DP1-1 1-1 1-1

1950-69 BMp= .015k - 4.9rd + 224 .449 K DP= .367w + 6.2rd - 633 .948 W BMB: .216 DP+.107 RF + 113 .709 DP1-1 1-1 1-1

1970-79 BMp= .026k + 16.3rd - 91 .995 K DP= .665w-115.0rd -735 .984 W Bmb= .261 DP+.OO3 RF-91 .989 OP1-1 1-1 1-1

1980-89 BMp= .010k + 267rd - 2063 .937 K, rd DP= .093w + 2472.3rd - 1 .951 rd BMb= .175 DP-.161 RF+1266 .947 DP1-1 1-1 1-1

Bs. CORRIENTES

1950-89 BMp= .013k + 491rd - 877 .976 K, rd DP= .331w+4165.62rd+998.95ch-2 936 rd,w BMb= .188 DP-.026 RF+1079 .961 DP1-1 1-1 1-1

1950-69 BMp= .018k + 11rd + 643 .920 K DP=.437w+1 05.91 rd603.85d1-2485 971 w, eh, rd BMb=.237 DP+.079 RF+392 .855 DP1-1 1-1 1-1

1970-79 BMp=.026kiÓ91d-277 .994 K DP=.072w+220.87rdt541.31ch-1 .973 w BMb=.261 DP+.OO4 RF-357 .989 DP1-1 1-1 1-1

1980-89 BMp=.OO9k~65rd+12372 .978 k, rd DP=.061 w-4794.63rd+1660.23ch+1 .901 rd BMb=.116 DP+.013 RF+8464 .796 OP

1-1 1-1 1-1

explicaciones propuestas relativasalcomportamientodela tenenciade títulos y a la emisión de crédito.

3.2.3 Los mercados reales: factores y bienes.

Lasecuacionesdecomportamientoestimadas sonlasre-lativas alamasa salarial (W) y al consumo (Co). Los estadísticos relativos a laexplicación R2 y F son los más altos del conjunto de estimaciones enbolívaresydólares corrientes.

Debe,sinembargo, resa1tarseque:

a) Losajustes insatisfactorios correspondena ladeterminacióndelconsumo (Co)enlaserievaloradaenbolívaresconstantespara los lapsos 1970-79 y 1980-89. Pero los ajustescorrespondientes alosmismos lapsosefectuadosenbolívaresy dólares corrientes, alcanzan R2 de99%convalores paraFque los respaldan. Ello refuerza laconjetura de queexistenelementos en los índices de precios usados quedificulta unahomogeneización aceptable de lasseries(*).

b) Lacapacidadexplicativadelasdiferentes variablesexógenasevaluada a travésde la "t" deStudent señalaquepredominalasignificacióndelasvariablesdeflujo (W) ydestock(K). Sussignos coinciden, en la mayor parte de las veces, con losesperados; lossignos delastasas,cuando sonsignificativas,tambiéncoinciden con los esperados la mayor parte de lasveces.

En consecuencia, al igual que en el examen de los casosanteriores, podemos entonces concluir, que no encontramosevidencias suficientes para rechazar u objetar la explicacióncontenida como hipótesis en las ecuaciones de comportamientorelativas a losmercados reales.(*) La discusión para el enlace de las series a precios constantes escapa al alcance de

esta tesis.

203

CUADRON°3

ECUACIONES DEL MERCADO FINANCIERO

Bs. CONSTANTES CREDITO BANCARIO (CR) R2 TITULOS DE EMPRESAS (BF) R2

1950-89 CR=.06311t-9379.5q<ll55.3ra-1781 BF=-.301w+ .150 DP-1.35rd+33533.q-593ch-1.5.806 k 1-1 1-1 .772 w ch. Q. rd

1950-69 CR=.01311t-4054.Oq+666.9ra-1527 .567 k.q BF=-.337WO.268DP-1.91rd-7293q-612cl1-2715 .451 rd.w.DP1-1 1-1

1970-79 CR=.084k-9534.1q+361 O 8a-7320 .602 k BF=-.773N+1.11DP-1.02o+3. 77qt-2.22d1-1.15 .940 DP. rd, w1-1 1-1

1980-89 CR=.042k-5.Oq-3784.901+13192 .507 k.q BF=-.282w+.137DP+28143d+30034q-40.2:h-1.7 .683 rd1-1 1-1

$ CORRIENTES

1950-89 CR=.063k-246.2q-65.6ra+170 .939 k. ra BF=.360w-.038Dp..29.4rd+4431.Sq-115'5 .829 w.qT-1 T-1

1950-69 CR=.02511t-405.2q-19.6a-56 .629 k. q, ra BF=.350w-.170DP+8.4rd+656.5q-~2 .433 W,DP.q1-1 1-1

1970-79 CR=.08511t-1498.Sq-8302ra+6976 .865 K. ra BF=1.8w-2.1 DP-455 .. 'td-2.0q+8238 .875 W.DP.qT-1 T-1

1980-89 CR=.055k-5082.6:!-34.401+ 1196 .884 k.ra BF+.127. W..125DP+859.8rd-l25725.Sq-1 .570 ro, qT-1 T-1

as. CORRIENTES

1950-89 CR=.043k-1.5q-613.1 r<ll-8469 .942 k, ra BF=.179w+399Dp..1841 rd+8591q-262l en-12382 .944 ch. rd1-1 1-1 W.DR

1950-79 CR=.02711t-1457.7q-147.4a+291 .709 k. ra, q BF=.218w-. 036DP-72.7o+933q-208cl1-953 .272 w1-1 1-1

1970-79 CR+.086K + 8632.Oq - 3629.9ra + 29859 .864 k, ra, q BZF=.1.27w-1.22[p+1290d-3.2q06645d1-1.6 .767 W.DP1-1 1-1

1980-89 CR=.040k-5.1q-ll14.101+28423 .947 k. ra, q BF=.429w+.828DP-6046rd+15598q-ID46ch-l2870< .919 DP.ch1-1 1-1 wrd

Finalmente caberesaltar que, independientemente de la relativafragilidad de las informaciones estadísticas de base, al utilizarcomoinstrumento deapoyo programas econométricosmáscompletos queelusado, se podríanaplicar test que suplan las deficiencias de algunosestadísticos comoel DW (*).

(*) Por ejemplo el de Cochrane-Orcutt, que no está incorporado en el Statgraphics.

205

CUADRON°4

ECUACIONES DE LOS MERCADOS DE BIENES Y FACTORES

as. CONSTANTES MASA SALARIAL(W) R2 CONSUMO(CO) R2

1950-89 W=.221k.o80AF+16555 .943 k CO=7.6W+2.1 k-lro+l .920 ro, k, W

1-1 1-1

1950-89 W=.268k+.239AF+ 10009 .965 k CO=2. 4w+.991 k-7.3rd+5527 8 .9805 rd. k1-1 1-1

1970-79 W=.246k-.090AF+ 16040 .958 k CO=7.5w+l.9k-l.lrd+l .322 ro1-1 1-1

1980-89 W=.248k·.363AF-1285 .695 k, AF CO=2.2w+.520k-3.7rd+2 .0001-1 1-1

$ CORRIENTES

1950-89 W=.250k-.l 01AF+104 7 .981 k CO=l 0.3w-2.3k> 1324.6rd~ .919 ro, w, kT-l T-l

1950-89 W=.248k+.452AF+718 949 k,AF CO=10.2w-2.1 k-2.9rd-9273 .895 W, k1-1 1-1

1970-79 W=.257k-.200AF+ 1673 .995 K,AF CO=2.0w-.158k-218.2rd+1582 .996 W1-1 1-1

1980-89 W=.291k-.167AF-2602 .979 k CO-34.0w+8.5k+7724.4rd2 .884 ro, w. k1-1 1-1

Bs. CORRIENTES

1950-89 W=.229k-231 AF+7883 .997 k, AF CO=2.078w-.136~1169.3rd1l202 .981 W

1-1 1-1

1950-79 W=.281k+.207AF+2411 .971 k CO=.566w-.288k-l 91.6rd+2149 .987 k, W

1-1 1-1

1970-79 W=.256k-.199AF+7360 .992 k, AF CO=.454w+233k-1288.9rd+l 5343 .995 k, W

1-1 1-1

1980-89 W=.202k+.909AF+30260 .998 k CO=.015w+.208k-l.8rd+3 .978 ro1-1 1-1

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