Departamentode HaciendaPública y SistemaFiscal

UniversidadComplutense

4 ~~171+

EL COMPORTAMIENTO DEL AHORRO Y SU COMPOSICION:

EVIDENCIA EMPÍRICA PARA ALGUNOS PAISES DE LA UNIÓN EUROPEA

TESIS DOCTORAL

Elaboradapor ISABEL ARGIMÓN MAZAbajola direccióndeJOSÉ MANUEL GONZÁLEZ-PÁRAMO

Curso 1995-96

A mis padres

AGRADECiMIENTOS

Ante todo, deseoagradecerla direcciónprestadapor JoséManuel

González-Páramode quien tantaayudahe recibido no sólo paraestatesissino para otros muchos de los trabajosquehe realizadoa lo largo de mi

vida profesional. Asimismo, los comentariosy respuestasa múltiplespreguntasrecibidasde JavierAndrés, Olympia Boyer, JuanjoDolado y

Angel Estradahan sido indespensablespara llevar este trabajo a buenpuerto. En cualquier caso, no puedodejarde mencionarel hechode que

Javier Andrés me propusierael tema de la tesis y me animara en su

desarrollo. El estímulo y apoyo recibidos de Jaume García, Jose M~

Labeaga,CésarMolinas, LeandroPradosde la Escosuray JoséM~ Roldán,que con sus comentariosy observacionesme animaron a iniciar y a

proseguir con el proyecto, también han constituido un elemento

indispensableparaesteestudio. Los valiososcomentariosy sugerencias

de los miembrosdel Departamentode HaciendaPúblicay SistemaFiscaldela Universidad Complutensecontribuyerona mejorar sensiblementeesta

investigación.AngelesPerales,conla ayudadeConsueloGómez,desplegó

una pacienciamás que ejemplar con el mecanografiadode las distintas

versionesoriginales, y su colaboracióncon los datos, los gráficos y loscuadrosme facilitaron enormementela labor.

Tambiéndesearíaagradecercon especialafectoa quienesdesdemientornofamiliar dieron tantaspruebasde comprensióny paciencia.

Porúltimo, y no por ello menosimportante,deseodestacarel papelpreponderantequeha desempeñadoel estimulanteentornoproporcionado

porel ServiciodeEstudiosdel BancodeEspaña,concuyosmiembrosestoy

en deuda. Me gustaríamencionaren especial,la colaboracióny decididoapoyo recibidos de JoséLuis Malo de Molina como Director Generaldel

Servicio de Estudios y de JoséM~ Bonilla como Jefe de la Oficina de

Coyunturay PrevisiónEconómica.A todosellosmi agradecimientosincero.

!NDICE

INTRODUCCIÓN 1

1. Motivación 12. Justificacióny estructurade la tesis 2

3. Resumende los tres capítulosempíricos 4

3.1. Un contrastesencillo de la hipótesis

de sustitución 43.2. Sustitucióndirecta entrecomponentes

del ahorro 5

3 . 3. Ahorro de las familias y financiación

del déficit público 64. Principalesresultados 75. Conclusiones 10

1. LA COMPENSACIÓNENTREDISTINTOSCOMPONENTESDEL

AHORRO NACIONAL: LITERATURA Y EVIDENCIA

EMPIRICA 121.1. Visión General 12

1 . 2. La dependenciadel ahorrofamiliar con respectoal empresarial 14

1.3. ¿Rasganlas familias el velo societario? 19

1.4. La equivalenciaricardiana 24

1 .5. ¿Son los consumidoresricardianos? 29

1.5.1. Enfoquede la ecuaciónde Euler 32

1.5.2. Contrastescon estimaciónde una

función agregadade consumo 351.6. Resumeny Conclusiones 43

II. UN CONTRASTE SENCILLO DE LA HIPÓTESIS DE

SUSTITUCIÓN EN EL AHORRO 47

11.1. Estabilidady sustitución 47

11.2. Metodologia 50

11.2.1.11.2.2.

11.2.3.

11.2.4.

11.3. Resultados

‘Esa.

11.3.2.

11.3.3.11.2. Resumeny

El contrasteADF de raíz unitaria

Contrastede cambiode media

Contrastede integraciónde orden

superiora 1

Un contrastealternativode la hipótesis

de estacionariedad

empíricos

Datos

SeriesindividualesPanelcompleto

Conclusiones

III. SUSTITUCIÓN DIRECTA ENTRE COMPONENTES DEL

AHORRO

111.1. Introducción

111.2. Consideracionesteóricos111.3. Cuestionesmetodológ-icas

111.4. Resultadosempíricos

111.4.1. DatosIII .4.2. Estimacióncon la rentacorriente111.4.3. Estimacionescon la renta

111.5. Resumen

IV. AHORRODE LAS FAMILIAS Y FINANCIACIÓN DEL DÉFICIT

PÚBLICO

IV.1.

IV.2.

IV.3.

Introducción

Modelo empíricoContrastede las hipótesisricardianay su

ausenciade velo societario

IV .4. Contrasteadicionalsobrela hipótesisricardiana

y de ausenciade velo societario

IV. 5. Resumeny Conclusiones

5052

54

5556

57

6064

69

73

73

75

84

88

88

90

96

101

106

106

109

113

120

128

2

V. CONCLUSIONES

V.1. MotivaciónV .2. Marco de análisis

V . 3. Principalesresultadosempíricos

V.4. Sumario

APÉNDICES

1. DATOSAl .1. Enumeraciónde las variables

Al. 2. Construcciónde las variablesutilizadas

Al. 3. Definición y fuentes

II. CONTRASTEDE RAÍZ UNITARIA BAJO LA HIPÓTESISNULA

DE ESTACIONARIEDAD

III. CONTRASTE DE EXOGENEIDAD

IV. HETEROGENEIDAD EN LOS COEFICIENTESESTIMADOS

V. EFECTOSFIJOS Y ALEATORIOS

BIBLIOGRAFÍA

136

136138

141

145

151

151

151152

153

156

159

162

166

171

3

INTRODUCCION

1. Motivación

La coexistenciaen períodosrecientesde elevadosdéficit públicos

conreduccionesen las tasasdeahorronacionalen la mayoríadepaísesdela OCDE, ha reavivado el interéspor el análisis de la incidencia de la

política fiscal en las decisionesde consumo/ahorrode los agentes.Enprimer lugar, la preocupaciónsuscitadapor la relación positiva entre

ahorro, acumulaciónde capital y crecimientoha contribuido a estimular

este interés. Asimismo, y en segundolugar, la observaciónde que

mientras la caídaen el ahorro de las familias ha sido considerable,el

ahorro privado en su conjunto no ha experimentadouna reducciónimportante,hareactivadola discusiónsobrela dependenciaquetienenlas

decisionesdeahorrode las familiasconrespectoalas decisionesdeahorro

de las empresas.

En relaciónal primerpunto cabedestacarla controversiasobreel

impactodiferencialde los distintosmecanismosdefinanciacióndel déficit

público sobre la actividad económica y, concretamente,la distinta

respuestadel consumoprivado a la financiación del gastopúblico vía

impuestos o vía deuda. En un entorno económicocon una creciente

preocupaciónpor la sostenibilidadde la política fiscal, cabeesperarque

el comportamientodel consumoprivadovengainfluido por lasexpectativas

quesetengansobrela política presupuestariafutura. La proposiciónde

Barro de que no hay una incidencia diferenciada sobre la demanda

agregadade las distintasformasdefinanciarel déficit, demaneraqueeseconómicamenteequivalentemantenerunpresupuestoequilibradoo emitir

deuda para financiar el déficit, ya que la sustitución de deudapor

impuestosno afectaa la riquezanial consumodel sectorprivado, ha sido

cuestionadateóricay empíricamente.Unaimplicaciónde estaproposiciónes que sólo el gastode absorcióndirectapor parte del sectorpúblico

(consumoe inversión) puedetenerun efecto expulsiónsobre el sector

privado al desviarrecursosde empleosprivadosalternativos.

En cuanto al segundopunto, cabeseñalarque muchos estudiosteóricos (que sustentanlas contrastacionesempíricas) modelizan las

decisiones de consumo/ahorro como una función de la restricción

presupuestariade todo el sector privado, implicando que las familias

tienenen cuentalas decisionesde ahorrode las empresas.Si estofueraasíy existieraunúnicoagenterepresentativo,demaneraqueno pudieran

observarsedistintaspropensionesmarginalesal consumodeperceptoresde rentas del trabajo y de la propiedad, toda reasignaciónde la carga

tributaria entreindividuosy empresasno afectaríaal ahorroprivado. El

supuestode integraciónentreel sectorfamiliary el empresarial,quetiene

su baseteóricaen el hechode que las familias sonlos propietariosde las

empresas,seconoceen la literatura como “hipótesis de ausenciade velosocietario”y si las familias secomportandeacuerdocon estesupuestose

ti

afirma que “rasganel velo societario

2. Justificacióny estructurade la tesis

El objetivo de esta tesis es el contrasteempírico, aplicado a un

conjunto de paises de la Unión Europea, de la hipótesis de que los

consumidorestienen en cuentalas decisionesde ahorro de las empresas

y del sector público a la hora de adoptar sus propias decisionesdeahorro. En ningún casosepropone investigarel impacto de la política

fiscal sobre las decisionesde ahorro de las empresas<’~,pero sí, en

cambio, el impacto diferenciadode las distintas formas de financiar el

gastopúblico.

La mayor parte de los trabajosempíricosen estasdos áreasde

análisis se ha realizadocon datos de serie temporal para la economía

norteamericana,si bienel númerodeestudiosaplicadosa otraseconomías

es creciente. En cualquiercaso, son muy escasos,todavía, los trabajos

queutilizan datosdepanelparael análisisdeestacuestión.Asimismo, se

han formuladoalgunascríticas metodológicasderivadasdel inadecuado

trato dado a los problemas de endogeneidady a la escasaatención

(1) En Poterba(1987) puedeencontraseuna revisión de los distintosenfoquesque explican como la tributación sobre dividendos y sobresociedadesafectaal ahorroempresarial.

2

prestadaa ladinámica,que tambiénjustifican el esfuerzodedicadoeneste

trabajo.

La evidenciaempíricarecogidaen los trabajosrealizadoshastala

fechacon distintosenfoquesy metodologíasy paradistintaseconomíasnoesconcluyente.Parece,sinembargo,dominarla interpretacióndequese

producesustitución, como mínimo, parcialy en el largoplazo, tanto con

respectoa empresascomo conrespectoal sectorpúblico en las decisionesde ahorrode las familias.

En esta tesis se proponeutilizar datos agregadosanualesde la

ContabilidadNacionalde un subconjuntode paisesde la Unión Europea,para los que se dispone de información homogéneapara las variables

relevantespara el análisis, y que son la RepúblicaFederalAlemana,

Francia,Italia, Portugal,ReinoUnido, Dinamarca,PaísesBajos, Bélgica

y España.El períodomuestrales 1970-1990,aunquehay paísesparalos

queel conjuntode datosesmenordebidoa que no se disponede toda la

informaciónrequeridaparatodos los años.

El análisisno se realizapaísapaís sino quese tiene en cuentatoda

la información disponible para las distintas series temporalesde las

distintas economías.La ventajade utilizar técnicasde datosde paneles

que permite realizar inferencias condicionadasen la heterogeneidad

presenteentre los individuos considerados,y al mismo tiemporecogerla

dinámicaque define las relacionesentre las distintas variables, lo que

conílevauna mayor robustezen los resultados.

El trabajo se componede cinco capítulos y cinco apéndices,que

siguena estapresentación.El primerorecogela revisión de la literatura

teóricay empírica, tanto sobreel áreade la sustituciónentreahorrode

las familias y de las empresascomo sobre la hipótesis de equivalencia

ricardiana. Dado el carácter aplicado de la tesis, la revisión de la

literatura teórica sobre estas dos áreasse resumemuy brevemente,

dedicándosemayoratencióna los trabajosdenaturalezaempírica.Los tres

capítulossiguientesconstituyenel núcleode la aportación,siendocadaunode ellosunaaplicaciónempíricadel contrastede distintosaspectosde

estas hipótesis de comportamiento.Cada capítulo proponeun enfoque

3

distinto paraabordaresteanálisis, por lo que requiereun distinto nivel

de formalización.Mientrasel segundosecentraen las consecuenciasque

cabeesperarquesemanifiestenen el comportamientode las seriesde la

tasa de ahorro nacional y privado si se satisfacenestas hipótesis decomportamiento,el tercero se destinaa determinar en qué medida el

impacto sobre el ahorro de las familias de las decisionesde ahorro del

sectorempresarialy del público es directo y la sustituciónesparcialy el

cuartoproponeun contrastede la hipótesis de equivalenciaricardianayde ausenciade velo societarioenun marcoestructural. Cadauno deellos

es autocontenidoen el sentidode querecogesuspropiasconclusionesypuedeser, por lo tanto, abordadode forma independiente.En el quinto

capítulo sepresentaun resumeny sereúnenlas conclusionesgeneralesque puedenextraersedel análisis realizado. Por otra parte, el primer

apéndiceesel de datosy contieneuna descripciónde la construcciónde

las distintas series utilizadas en los distintos capítulos. Los tres

siguientesrecogenla formulaciónde un contrastede raíz unitariabajo la

hipótesis nula de estacionariedad(apéndiceII), de un contraste deexogeneidad(apéndiceIII) y de un contrastede homogeneidadde los

coeficientesestimados(apéndiceIV). El último (apéndiceV) discute la

modelizacióny estimaciónbajo efectosfijos y aleatorios.

En el apartado que sigue se describen sucintamentelos tres

capítulosempíricos, señalandoel objetivo, la metodologíay la aportación

de la tesisen el área.Los resultadosse resumenen el apartadocuatroy

en el último serevisanmuy brevementelas conclusionesgenerales.

3. Resumende los tres capitulasempíricos

3.1. Un contrastesencillo de la hipótesisde sustitución

En el segundocapítulo sepropone la realizaciónde un contrastemuy sencillo de la hipótesis de sustitución que se fundamentaen las

consecuenciasquecabeesperarsobrela evoluciónde las seriesdeahorronacionaly privado si sesatisfacenestossupuestosde comportamientode

los agentes.En la medidaen la que los consumidoresincorporenen sus

decisionesdeahorro la actuacióndelrestodeagentesdela economía,cabe

4

esperaruna mayorestabilidaden las seriesagregadasde ahorro que enlas seriesmás desagregadaso individuales. La hipótesis de sustitución

perfectaentreahorropúblico y privadosepuedeformulardemaneramuy

simple como una hipótesis de constanciade la relación entre ahorro

nacionaly rentanacional.Deformasimilar, sepodríaformular la hipótesisdeausenciade velo societariocomo de constanciaentreahorroprivado y

rentanacional.

El análisis de la estacionariedadde las seriesde la tasade ahorro

constituyeasiel núcleode la primerapartedel trabajo. En estecontexto,

el conceptode estacionariedadse equiparaal de estabilidaden el largoplazo, de maneraquesepuedainterpretaren el sentidode que, aunque

la seriesealejetemporalmentede suvalor normalacabavolviendoa él. Seproponela realizaciónde tres contrastesdistintoscon distintashipótesis

nula y alternativa, para mayor robustezen los resultados.

Las aportacionesde estecapitulode la tesisradicanesencialmenteen, por un lado, la aplicación del conceptode estacionariedada este

contexto, ya queen los trabajosanterioresenestaáreaseutilizabantests

de Chow, que son más restrictivos, y por otro, en la extensiónde esteanálisis a un marcode panel.

3.2. Sustitucióndirectaentrecomponentesdel ahorro

En el tercer capítulo se propone cuantificar en qué medida los

consumidoresconsideranal ahorropúblicoy/o empresarialcomosustitutos

perfectos de su propio ahorro. Generalmente, el comportamiento

ahorradorde las familias suelemodelizarseincluyendola rentadisponible

de estesectoro algunaaproximacióna la rentapermanenteobtenida apartir de ella, comovariablerelevante.Tal modelizaciónlleva implícito el

supuestode que ni la renta de las empresas,ni el ahorro del sector

público son determinantesde las decisionesde las familias.

Se proponeestimar una función de ahorro del sectorfamilias queincorporecomo variablesexplicativasel ahorroempresarialy el público,

de tal maneraque seaposiblecontrastarla hipótesisde sustituibilidad.

5

Se optapor estimaruna función estáticay una dinámica,quese derivan

de las dos definicionesde rentaadoptadas:en el primer caso, seutilizala renta disponible corriente y en el segundose aproxima una renta

permanentea partir de un esquemade expectativasadaptativas.

La estimación directa de una función de ahorro, frente a la

alternativadeestimarunade consumoy derivar deella las consecuencias

parael ahorro,asícomo el tratamientodadoa laestimacióndeestafuncióncon datosde panelde un modelo dinámicoy con endogeneidaddefinenla

aportaciónde esta partede la tesis. Asimismo, puedeverse, también,

como un contrastesobreel nivel de agregaciónadecuadoparael concepto

de rentarelevantepara las decisionesde ahorro de las familias.

3.3 - Ahorro de las familiasy financiacióndel déficit público

En el cuarto capítulo de la tesis se desarrolla un análisis másestructural, centradoen el marco de la hipótesis de ciclo vital/renta

permanente,dondese propone contrastarla hipótesis de equivalencia

ricardiana y la de ausenciade velo societario. La satisfacciónde la

hipótesisricardianaimplica que las variacionesen el ahorro del sector

públicosecompensanplenamenteconvariacionesdesigno contrarioenel

ahorro familiar. En la medidaen la que lo que sedeseaes determinarlarelevancia de la financiación del déficit y no la de su nivel en las

decisionesde ahorro, parecenecesarioincluir variablestipo stock que

permitanconsiderarel impacto diferenciadode los flujos acumulados.En

realidad, tal enfoquepresuponela construcción de una variable deriquezano humana,de tal maneraqueseaposiblerespondera la pregunta

de si los consumidoresconsideranla deudapública como un componente

deestariqueza. Por otro lado, la satisfacciónde la hipótesisde ausencia

de velo societariocomportaqueel impacto quesobreel consumoprivadotienenlos beneficiosde lasempresasesindependientedesi sedistribuyen

en forma de dividendos o se quedanen la empresaen forma de mayor

ahorro empresarial.En otras palabras, los beneficios retenidosson un

componenteadicionalde la variablederentarelevanteparalas decisiones

de ahorro/consumode las familias.

6

Con el fin decontrastarestashipótesisdecomportamiento,sesigue

el enfoquepropuestoenKormendi (1983),quepermitediscernir,a partirde la estimaciónde una función de consumo,si las decisionesde ahorro

adoptadaspor los consumidoresrespondenmása postuladosquepueden

encuadrarsebajo la consideraciónde keynesianoso bien respondenalenfoqueconsolidado,que implica la satisfacciónconjuntade la hipótesis

de equivalenciay de ausenciade velo societario. En concreto, en este

capítulo se contrastanlas hipótesis de que las familias consolidansus

cuentascon las del sectorempresarial,de maneraque rasganel velosocietario, y de que los individuos descuentanlos flujos futuros de

impuestosimplícitos en los déficit observados.El enfoqueseguidopermite

determinar,no sólo el impactodirectode las decisionesdeahorrodeestos

sectoressobreel consumode las familias, sino tambiénsuefectovía renta

disponible.

La aportaciónde estecapitulosecentraen la extensióna un panelde paísesdel marco de análisis propuestopor Kormendi, lo que tiene

implicacionesmetodológicasde interés, así como en la estimacióndelmodeloen suforma dinámicay teniendoen cuentala posibilidadde quese

observenrespuestasdiferenciadasdependiendode las característicasde

los países.

4. Principalesresultados

Los contrastesde estacionariedadse efectúanbajo dos enfoques

alternativos: la consideraciónindividual, país a país de las distintas

series y la consideraciónde un modelo único para un conjunto de once

paises de la Unión (la antigua Comunidad con la excepción de

Luxemburgo),parael período1960-94,siguiendoel trabajodeLevin y Lin

(1993) sobrecontrastesderaíz unitaria con datosde panel. La limitacióndel enfoque individual, dada por la escasa longitud de las series

disponibles,aconsejatratamientosalternativos, por lo que se 0pta por

realizar un contraste ADF tradicional, donde la hipótesis nula es la

ausenciade estacionariedady un contrastepropuestoen LeybourneyMacCabe(1994) donde la nula esla estacionariedad.

7

Los resultadosobtenidosseñalanescasaevidenciadeestabilidaden

la tasade ahorro nacionalen torno a una única media por lo que cabe

pensar que la reducción observadaen dicha tasa no tiene carácter

transitorio, al menosen cuatrode los paísesanalizados.En cambio, y de

forma general, la tasade ahorroprivado semuestracomo estable,lo que

puedeinterpretarsecomo un indicio sobrela posibleexistenciade cierta

sustituciónentre el ahorro de las familiasy el de las empresas.

La estimaciónde una función de ahorro del sector familias paracontrastarsi existesustitucióndirectaque no seavía rentadisponible,

aplicadaa un panel incompleto de paísesde la Unión para el período1970-90, parece confirmar parcialmenteestos resultados. Cuando se

consideraque sólo los valorescorrientesde las variablesdeterminansus

decisionesdeahorro, serecogeevidenciade que las familias percibenlosbeneficios no distribuidos por las empresascomo parte de su renta,

mientasque el papeldesempeñadopor el ahorropúblico esirrelevante.

Por lo tanto, cabríainferir que, si bien la política fiscales efectivaen el

corto plazo, toda reforma tributaria recaudatoriamenteneutral que

traspasaraimposición desde sociedadesa personaso viceversa, no

afectaríaal nivel de ahorro nacional, ya que las familias consideranelahorroempresarialcomo propio.

En cambio, si la renta relevante para las decisiones es la

permanenteo esperada,entoncesel valor esperadodel ahorro público

tambiénincide sobrelas decisionesdeahorrodel sectorfamilias, pero en

tal proporción que la sustitución no es perfecta. Asimismo, el ahorro

empresarialsustituye sólo parcialmenteal familiar, de maneraque unaumentoen los beneficiosretenidosesperadostendrá un menor efecto

expansivosobreel consumoque un aumentoidéntico en alguno de los

componentesde la rentadisponiblede las familias (p.ej. los divídendos).

Por lo tanto, el nivel del ahorro privado se altera con cambios en la

distribución de la renta entre el sector empresarialy el familiar: las

familias rasgansólo parcialmenteel velo societario.

De la evidenciarecogidaaquí sedesprendeque variacionesen elahorropúblico, a cortoplazo, no afectanal ahorrode las familias si no es

vía rentadisponible. En cambio, un aumentoen el ahorropúblico quese

8

vea como permanentetendrá un impacto contractivo sobre el ahorro

familiar directamentey no solo a travésde sus efectossobre la rentadisponible. Porotra parte, todavariacióntributaria, recaudatoriamente

neutral, encaminadaa estimular de forma permanenteel reparto de

beneficiospor partede las empresas,vendráacompañadade un aumentoen el ahorrode las familias, mayoren el corto queen el largo plazo.

Porúltimo, seobtienenresultadosrelativamentesimilaresa partir

de la estimación de una función de consumo privado que permite

contrastarla hipótesisde que las familias rasganel velo societarioy que

se satisface la equivalenciaricardiana. Se postula que las variables

determinantesparalas decisionesde consumode las familias son la renta

nacional y la riqueza (sin incluir la deudapública), y se contrastaelposible impactodiferencial de cadauno de los componentesde las rentas

del sectorpúblico (impuestosy transferencias),del privado <beneficios

no distribuidos) y el papelde la deudapública. Si las familias rasganelvelo societario, no hay impacto diferenciado de las rentas del sector

empresarialen relación a las del familiar. Si las familias actúan en

consonanciacon la hipótesisricardiana, la deudano forma partede la

riqueza neta y el momento del pago de los impuestos (la forma de

financiación del déficit) no afecta a las decisionesde consumo. Lastransferencias,por su parte,puedentenerun efecto de redistribución

entredistintosnivelesde rentaconun impactopositivosobreel consumo,

queno contradicela hipótesisdeequivalencia.La relaciónentreconsumo

privadoy público puedetenercualquiersigno, segúndominenlos efectosde complementariedado de sustitución.

Los resultadosparecendecantarsepor la interpretacióndeque los

consumidoreseuropeosactúande acuerdocon la hipótesisricardianaenel largo plazo, mientras que, en el corto plazo, pareceque el enfoque

keynesianoreflejaconmayorprecisiónsucomportamiento.Asimismo,cabe

señalar que el consumopúblico no es una variable relevantepara las

decisionesde consumode los agentesni a corto ni a largoplazo,lo queen

cualquiercasoestáen consonanciaconel enfoquetradicionalkeynesiano.

Por otra parte, se recoge evidenciade que el ahorro empresariales

irrelevanteparalas decisionesde consumode las familias, demaneraque

los consumidoresno rasganel velo societario en el largo plazo y sólo

9

parcialmenteen el corto. Unaposibleexplicaciónpodríabuscarseen el

papelquepuededesempeñarla incertidumbre.Cabepensarquetanto losbeneficiosdistribuidoscomolos no distribuidosenel cortoplazotienenun

valor cierto, que sediluye en el largo plazo. La incertidumbresobrelos

beneficiosretenidosenel largoplazodificulta elcálculodel valorpresente

de lariquezapor ellosrecogida,demaneraquelasustituciónentreahorrofamiliar y empresarialno seproduceenel largoplazo,y sólo parcialmente

en el corto.

Denuevo, laconclusiónquepuedeextraerseesquelapolítica fiscal

puedeserefectivaenel corto, pero no enel largo plazo. En concreto, la

rentadisponiblede las familiasesla variablerelevanteparalas decisiones

de los consumidoresen el corto plazo,por lo quetodamedidaencaminadaa alterarsu nivel afectaráa la elecciónentreconsumoy ahorro.Asimismo,

pareceque la forma de financiacióndel déficit no es relevanteparalas

decisionesde consumo, aunquehay evidencia de que la respuestaa

determinadasvariablespúblicasdifiere segúnel nivel de endeudamientodel país, lo cual puede interpretarseen el sentido de que los déficit

pasadosimportan. En concreto, en los paisescon un nivel reducidode

deudapública la política fiscal es efectiva ya que los consumidoresno

descuentanfuturos impuestos,al contrariode lo queocurreen los paisescon un historial de elevadosdéficit, sintentizadoen un elevadonivel de

endeudamientopúblico. Por otro lado, los paísescon niveleselevadosderenta per capita tienden a considerar el consumo público como

complementariodel privado y no como sustituto, tal como ocurrecon los

paises con menor nivel de renta. Por lo tanto, en los paises más

desarrolladosseatenúael efectoexpulsiónqueel gastopúblico pudiera

tenersobreel privado.

5. Conclusiones

La evidenciarecogidaenel capítuloII deestetrabajomuestraquelas tasasde ahorro nacionaly privado son establesen los paísesde la

Comunidad.Aunqueen muchoscasosestaestabilidadseha interpretado

como evidenciaa favor de la existenciade sustituciónentrelos distintos

10

componentesdel ahorro, no esen ningúncasouna condiciónnecesariani

suficienteparaque seproduzcaestarelación.

En realidad, cuando se estima una función de ahorro para

contrastar si se observala presenciade sustitución directa entre el

ahorro empresarialy el familiar y entreestey el público, que no seaatravésde la rentadisponible (capítulo III), se concluye que cuandose

tienenen cuentalos valoresesperadosde las variablesla sustituciónenamboscasosessólo parcial. Sin embargo,cuandosetienenen cuentano

sólo las variables flujo sino las stock, entre los determinantesde las

decisionesde ahorro/consumo(capítulo IV) no seencuentraevidenciade

quelas familias rasguenel velo societario,peroen cambiosi queparecen

descontarlos impuestosfuturos. A corto plazo, en cambio, el ahorrode

las empresasforma parte de la renta relevantepara las decisionesdeahorrodel sectorfamiliasy las transferenciasnetasde impuestostambién

influyen sobreel consumo.

Por lo tanto, cabepensarque la caídaen la tasadeahorronacional

observadaen la mayoría de economíasoccidentalesno tiene carácter

permanente,en el sentidode quesegúnlos resultadosobtenidosaquí, el

desahorropúblico secompensaenel largoplazoconaumentosenel ahorro

familiar. En cambio, no pareceque el resultadode estabilidadobtenidopara la tasa de ahorro privado sea producto de los movimientos

compensatoriosque realizanlas familiasantevariacionesen los beneficios

no distribuidos. Puede ser, en cambio, el resultado de respuestasdivergentesdel ahorro familiar y del empresarialfrente al ciclo. Cabe

pensarque, cuandoel PIB crece las familias incluso se endeudanpara

consumir, reduciendo así su ahorro, mientras que las empresas

aprovechanparaampliarmárgenesy ahorrarmás. En la faserecesivadelciclo, las familias reducensuconsumo,sededicanaahorrar, mientrasque

las empresasven como sus márgenesse estrechany pasana ahorrar

menos.

11

1

LA COMPENSACIÓNENTRE DISTINTOS COMPONENTES

DEL AHORRO NACIONAL: LITERATURA Y EVIDENCIA EMPIRICA

1.1. Visión general

La función de consumo que se deriva de la hipótesis de ciclo

vital/renta permanentey que fundamentagran parte de los modeloseconométricos existentes, relaciona el consumo con distintas

aproximacionesa la riqueza intertemporalde las familias.

La rentadisponibledelas familiascorrientey/o retrasaday el stock

de capital suelen formar parte de este conjunto de variables. Laespecificaciónde un modelodondesólo el componentefamiliar de la renta

nacionalestenidoencuenta,tal comoocurrebajoel enfoquekeynesiano,

lleva implícita una asimetríaen el tratamientode las variablesfiscalesya

que los efectosde las transferenciase impuestosfuturos así como del

consumopúblico presentey futuro seignorantotalmente,cuandola teoría

sobre la que se sustenta el comportamientodel consumo tiene una

perspectivaintertemporal.Asimismo,no distinguedeforma clarael papel

desempeñadopor el sector familias del desempeñadopor el sectorempresarial.

Las asimetríasde esteenfoquefueron señaladasinicialmente por

Bailey (1962), preconizando lo que se ha denominado el enfoque

consolidadoo “ultrarracional”. Bajo este enfoque, se suponeque los

agentes privados incorporan la restricción intertemporal del sector

público en su propia restricción y que evalúanlas consecuenciasde la

actuacióndelsectorpúblico sobresupropio nivel debienestar.Asimismo,

implica que las familias consolidan su actuación con la del sectorempresarial,de maneraquesesuponequeestasrasganel velo societario.

12

Unade lasprimerasconsecuenciasquesederivande la satisfacción

de estepostuladode comportamientoes que existela posibilidad de un

efecto expulsión directo del gasto privado por la actuacióndel sectorpúblico. Esteresultadopuededarseo bien a partir de la sustituciónde

consumo privado por consumo público o de la sustitución de ahorroprivado por ahorropúblico. El primer efecto se derivadel supuestode

que el consumopúblico produceutilidad a los individuos, lo que no tiene

que implicar necesariamente,quela únicarelaciónposibleentreconsumo

privado y público sea la de sustitución, pudiendo existir

complementariedado incluso independenciaentre ambasvariables. Elsegundosebasaen la hipótesisricardianadedescuentode los impuestos,que suponeque los agentesprevén la cargaimpositiva futura que se

derivade la financiacióndel gastopúblico corrientey futuro y la tienen

encuentaen su comportamientopresente.

La satisfacciónde lahipótesisricardianaensu versiónmásestricta

requiere, a su vez, que se satisfaganun conjunto de supuestosmás o

menosrestrictivos. Sin embargo,aunqueesdifícil quela mayoríadeestos

supuestosse observenen las economíasreales, el enfoqueque integraestahipótesis de actuaciónconstituyeuna visión menos restrictiva del

comportamientode los agentesqueel quesederivadel modelokeynesiano.

Mientras que parecepoco plausible que se satisfagala hipótesis de

descuentode los impuestos en su versión extrema, tanto el efecto

expulsióndirecto comolas expectativassobremayoresimpuestosfuturos(o recorte de gasto) puedenserfactoresrelevantesparadeterminarel

impacto de la política fiscal hoy o de los ajustes presupuestariosplaneados.Por ejemplo, si la preocupaciónpor los impuestosfuturos es

importantey la sustituciónentreconsumopúblico y privado esalta, los

déficit actualesdeprimenal consumoprivado mientrasque el anunciode

restriccionespresupuestariasenel futuro lo estimula.Al contrario, si no

seproducedescuentode impuestosy el consumopúblico no sustituyeal

privado,el déficit del sectorpúblico hoyestimulael consumomientrasque

reduccionesde gastoo mayoresimpuestoslo deprimen.Asimismo, unareforma fiscal recaudatoriamenteneutral que redujera el ahorro

empresarialy aumentarala rentadisponible de las familias podría dejar

inalteradoel ahorroprivado si los individuosajustansusplanesdeahorropara contrarrestarlos cambiosen el ahorroempresarial.

13

En estecapituloseproponerevisarla literaturaempíricasobrelas

dos hipótesis de comportamiento:a) que las familias rasgan el velo

societario b) que las familias rasgan el velo público y actúan en

consonanciacon la hipótesisde equivalenciaricardiana.Paraello, en el

próximo apartado se presentarásucintamente la discusión sobre la

posibilidad de que el ahorro empresarialsea un sustituto perfecto del

familiar. A continuación,en el apartado1.3, serevisaránlos principalestrabajos realizados para contrastar empíricamenteesta hipótesis de

comportamiento.El apartado1 .4 constituiráun resumendeldebatesobrela hipótesisricardianaconespecialénfasisen los supuestosquesubyacen

en los modelosquepostulanla satisfacciónde estahipótesis.El apartado

1.5 sedestinaráa la descripciónde los trabajosempíricosen estaáreade

trabajo. En esteapartadosedestacaránantetodo las aportacionescuya

metodologíao enfoquedifiere de la utilizadaparacontrastarla primerade

lashipótesis.En ningúncaso,la revisiónsepretendeexhaustivasino que

seproponedestacarlasprincipalesaportacionesencadaunade lasáreas.

El último apartadorecogeel resumeny las conclusiones.

1.2. La dependenciadel ahorro familiar conrespectoal empresarial

En la medidaque los propietariosde los activosempresarialesson

las familias, los cambios que se producen en el ahorro empresarial

conducena cambios en la riqueza neta de las familias en la misma

dirección. Por ello, la distinción entre beneficios distribuidos y no

distribuidos (equivalentesal ahorroempresarial)esirrelevanteparalas

decisionesde consumoya que sólo refleja la forma en que sematerializa

estariqueza. En estesentidoes como si las familias incorporaranen su

restricciónpresupuestariala rentade las empresas.Por lo tanto, si se

produceuna modificaciónimpositivaquesearecaudatoriamenteneutraly

quereduzcael ahorroempresarialy encambioaumentela rentadisponible

de las familias, el ahorro privado podría mantenerseinalteradosí los

individuos ajustasensus planesde ahorro contrarrestandola reducción

en el ahorroempresarial.

En cualquier caso, se han formulado hipótesisalternativasparaexplicar las relacionesentreahorroempresarialy familiar quevan desde

14

las que postulanque la compensaciónescompleta,tal como sederiva de

los modelosde ciclo vital <Ando y Modigliani (1963)>,a los quedefienden

la independenciaparcialo total. En concreto,sehanseñaladoun conjunto

de factores, relacionadostanto con las restriccionesa las que se ven

sujetos los consumidores,como con el comportamientofinanciero de las

empresas,quepuedenconducira que la compensaciónno seaperfecta.

En realidad,los efectossobreelahorroprivado deun cambioen losbeneficios no distribuidos dependende los factores que motivaron la

variación. Muchos shocksque afectanal ahorro empresarialafectanal

familiar en la misma dirección. Por ejemplo, si el ahorro empresarial

aumentadebidoa unamejoraen la productividaddel capitalempresarial,

la tasa de rendimientopercibida por los inversores privados también

cambiará,por lo que cabeesperarque tanto el ahorro familiar como elempresarialaumenten.Sin embargo,la hipótesisquesedeseacontrastar

es si las respuestasdel consumoprivado y del ahorro familiar difieren

según si los beneficios se distribuyen en forma de dividendos o se

retienenen la empresaen forma deahorrosocietario.Por ello, unaforma

de canalizarestacuestiónes considerarel impactosobrelas decisionesde

consumo/ahorrode sustituir la recaudaciónobtenidavía sociedadesporla obtenidavía rentapersonal.

La distribución de la rentapodría desempeñarun papelimportante

a la hora de explicar la relación observadaentre ahorro familiar y

empresarial. Así, una reforma tributaria, aunque recaudatoriamente

neutral, puede tener un impacto redistributivo, al afectar de forma

diferenciadaa los propietarios de las empresasque a las familias con

menoresnivelesde ingresos,y conuna composiciónpor fuentesderenta

muy distinta. No hayningunarazónparaesperarquelos cambiosquese

canalizan a través del impuesto sobre sociedades tengan una

correspondenciaexactaa nivel de cadafamilia con los cambiosen las

cargastributariaspersonales.Incluso si los propietariosde las acciones

rasganel velo societarioy ajustansu consumoen respuestaa unamayorcargaimpositiva neta, las transferenciasdesdelos accionistasa otras

familias con mayorpropensiónal consumopuedeconducira unareducción

en el ahorroprivado.

15

Formalmente,la dependenciadel ahorro familiar con respectoal

empresarialpuederecogerseenun modeloestándar,en el que sesupone

que las familias eligen el consumoque maximiza la sumadescontadade

utilidades, sujetoa la restricciónpresupuestaria:

yl~1 — ~ (1.1>E _____ =E _______ + vt~ (1 + r)

1 J~ (1 +

donde ct es el gastoen consumo, yl,~ es la renta del trabajo antesde

impuestos,-rp~son los impuestosquegravanalas familias, y vt esel valor

de mercadode los activosempresarialesen el períodot. El valor de estos

activos es igual al valor presente descontado de los dividendosempresarialessobreel capitalexistente:

= E ______________ (1.2)(1 +

siendo bfo los beneficios empresarialesy zct los impuestosde sumafija

sobrelos beneficios.

Sustituyendola ecuación (1.2) en (1.1), se puede ver que la

restricción intertemporalde las familias no se ve afectadapor cambiosimpositivos que mantienenel valor presentede la recaudaciónpública:

(yl~~ + bfo~.) tc~~ + Pt4j (1.3)____ ______ -x _____

i~ (1 + r)~ (1 + r)1 i’~ (1 +

Estaecuación,quepuedeconstituir tambiénla baseparael debate

soore la satisfacción de la equivalenciaricardiana, muestraque las

perturbacionesimpositivasqueafectanel repartoentre rc y rp en variosañossin alterar la sumatotal, no deberíantenerningún efectosobrelas

decisiones de consumo, En realidad, tal reparto sólo modifica la

composicióndel flujo de rentade las familias, pero no su nivel.

16

El impacto sobreel consumode una reducción en los impuestospersonales compensada por un aumento en los empresariales

(dic =-drp ) vienedado por

ttj t+j

d—E<_dc~ dc~ ~ díp~ _ & dv (1.4)1 _díc~~ dzp~~ = c~ E + r)1 cgi~ (1

Si las familias no tienen restriccionesde liquidez y perciben los

cambios en el valor de las acciones como shocks permanentes,la

propensión marginal al consumo de cambios en el valor descontadopresentede la renta laboral, c> es la misma que la que se deriva de

dv~ 1cambiosen las gananciasde capital,c’ . Si , entonces

cg díc~~ (1 +

el cambioen la cargaimpositiva no afectaal ahorro.

Dos tipos de argumentosjustifican la no satisfacción de esta

hipótesis de integración: los que se derivan de los supuestossobreelcomportamientoempresarialU)y los que se derivan de los supuestos

sobreel comportamientode las familias.

Por lo que respectaa las empresas,el problemase centraen las

distintasfuncionesobjetivoperseguidaspor los gerentesenrelacióna los

accionistasy en consideracionesde información asimétrica. En otras

palabras, puedeque las familias no consolidensus cuentascon las del

sector empresarialpor la ausenciade un verdaderocontrol sobre las

decisionesadoptadasanivel societario.Entérminosgenerales,pareceque

los gerentesmuestranuna tendenciaa no distribuir beneficiosy a tomardecisionesde inversión que generanun rendimientopor debajo del de

mercado<2>. Si los gerentesinvierten los beneficiosno distribuidos en

proyectosque tienen un rendimientopor debajo del de mercado, y se

<‘~ En Marchante(1986) puedeencontrarseuna revisión del enfoqueempresarialy del impacto que el distinto tratamiento fiscal dado adividendos y ganancias de capital tiene sobre las decisiones definanciación e inversión.

(2) Dentro de estalínea argumental,véanseJensen(1986) y Makin y

Shoven(1987).

17

aumentanlos impuestossobresociedades,el valor de las accionesse

reduciráen menormedidaque el aumentoimpositivo. Esteaumentoen los

impuestospodríafinanciarsecon los resultadosobtenidosde la mejoraen

las decisionesde los gerentespor lo que, aunquese observaraque lapropensiónmarginalal consumode las rentaslaboralesfuera igual al de

las gananciasde capital,sepodríaproducirunaumentoenel consumo.En

cambio,problemasde informaciónasimétricapuedenconduciral resultado

contrario. Concretamente,si debidoa la dificultad deobservarla calidad

de un nuevoproyectode inversión, el costede la financiacióninterna es

menorque el de la externa,ya que los inversoresexternosexigentasas

de rendimientomayoresparacompensarel riesgo, entoncesun aumento

en los impuestossobresociedadespodríareducir el valor de la acciónporencimadeestavariaciónenlos impuestos,teniendoun impactocontractivo

sobreel consumo<3>.

Porel ladode las familias, cabeseñalarquepuedentenerdistintaspropensionesmarginalesal ahorro con respectoa distintos tipos de

rentas<4), que explicaría la distinta respuesta del consumo ante

variacionesen los distintos componentesde la renta. Por otro lado, el

caráctertransitorio que los consumidorespuedenadscribira un cambio

en el valor de las accionespuedefundamentarunarespuestadistinta con

respecto a una variación en los dividendos, que puede verse comopermanente.En estesentido, la incertidumbreasociadaal futuro puede

explicar que el distinto horizonte temporal de la realizaciónde amboscomponentesde la riquezase constítuyaen un elementodiferenciador.

Asimismo, cabe pensarque la propensión marginal al consumo de los

perceptores de gananciasde capital puede ser distinta de la que

presentanlas familias cuyafuenteprincipal de rentasesla laboral. Cabe

esperaren todo caso, unaasociaciónpositivaentrenivel derentay peso

de las gananciasdecapitalen los ingresosdela familia, por lo queel valor

(3) Los problemasde informaciónimperfectase discutenen Stiglitz yWeiss (1981).

(4) Uno de los trabajospionerosenel áreade la contrastaciónempíricade que las familias tienen distintas propensionesmarginalesal consumosegúnfuentesderentaes Taylor (1971). Un trabajomásrecienteesel deKoskela y Viren (1984).

18

de lapropensiónmarginalal consumoestaríainversamenterelacionadocon

estaparticipación.Porotraparte, diferenciasen las tasasde preferenciatemporalentrefamilias y en la edadde los individuospuedenafectarestos

resultados.Por lo tanto, el efectonetodeunareformarecaudatoriamente

neutral, que sustituya impuestos que recaen sobre las familias por

impuestosquerecaensobresociedades,dependede la distribución de la

propiedad de la empresa y del tamaño de las diferencias en laspropensionesmarginalesal consumoconrespectoa distintasfuentesde

renta.

1.3. ¿Rasganlas familias el velo societario?

El trabajo de Denison(1958)espioneroen el áreadel contrastede

la hipótesis de que las familias rasganel velo societario, al recoger la

observaciónde que el ahorro privado bruto es más estable que suscomponentesfamiliar y empresarialenel casoamericano.Interpretaesta

estabilidadcomoevidenciadequeseproduceunacompensaciónsustancialentreel ahorro de estos dos sectores.El análisis de Denisonabarcael

periodo 1929-1956,sin incluir 1942-1947,y señalaque la ratio ahorro

privado/PNB se mantiene constante a pesar de los cambios en la

composicióndel PNB entresectorpúblico y privado y la gran volatilidad

mostradapor el ahorro familiar y el empresarial. Otros factorescomo

cambiostributarios, en los tipos de interéso en las gananciasy pérdidas

de capital no parecenhaber incidido sobreesta estabilidad. Denisonsugierequeunaposibleexplicaciónpuedeencontrarseenel hechodeque

las familias sustituyensu ahorropor el de las empresas.

En David y Scadding(1974) sesiguela líneainiciada en Denisony

no sólo se expandeel período de análisis para queabarquedesde1898

hasta1964, sino queseproponeuna medidaadicionaldel ahorroprivado

que incluye el gastoen bienesde consumoduradero.

Con el objetivo de teneren cuentael papelquedesempeñael ciclo,

estimanla función:

19

51N f31y~-f32(y -y~)+e~ (1.5)

dondesp~ es el ahorro privado bruto en t, y~ es el ProductoNacional

Bruto (PNB) del pico del ciclo más cercano,y~ es el PNB en t, e esunt

residuoy t3~ y ~2 sepodríaninterpretarcomolaspropensionesmarginales

a ahorrarde la rentapermanentey transitoria, respectivamente.

Tal especificaciónconstituye una reformulación de la ecuaciónpropuestapor Denison,queutiliza y>,, el PNB del año más cercanode

empleoelevado~5~,lo queevita unadiscusiónsobrela definición de este

valor de referenciay essimilar a la especificaciónde Ando y Modigliani

(1963).

A partir de los resultadosobtenidoscon tests de Chow, recogen

evidenciade que la ley de Denison se satisfacepara este período más

amplio, enel sentidodequela tasadeahorroprivado no muestraninguna

tendenciay presentaescasavariación. Si en la definición de ahorroseincluye el flujo de gasto en bienes de consumo duradero tampoco el

contrastede Chow recogeuna ruptura. Concluyenqueestosresultados

implican que las familias actúancomo si el ahorro empresarialfuera unsustitutoperfecto del familiar.

La estabilidadde la tasadeahorroprivado tambiénesanalizadaen

Glennon (1985) para el período 1929-1965 (excluyendo 1942-1945) y1966-1979,a partir de la estimaciónde la ecuación(1.5). Utiliza datos

anuales y trimestrales de la economía norteamericanacon distintas

definiciones de ahorro y a partir de un contrastede Chow rechazala

hipótesisnula de que los coeficientesde la rentanacionalyn~ sonigualesen ambosperíodoscuandolos datossonde las cuentasfinancieras(flujos

de fondos) y no puederechazarlacuandoson datos de las cuentasno

financieras. Asimismo, analiza otros cinco paises (Australia, Canadá,

Francia,RepúblicaFederalAlemanay Reino Unido) y concluye que con

datosdecuentasnofinancieraslos coeficientesdelPNB~paralos períodos

(5) Denison<1958) defineun año de empleoelevado como aquelen elquela tasade paro semantienepor debajodel 6%.

20

1970-76 y 1977-82son estadísticamentedistintos en todos los paises,exceptoen Francia.

La conclusiónglobal que Glennonresaltaesque la ley de Denison

no secumpleya quedependede la definición deahorroutilizada y por lo

tanto no se desprendeque, en general, los consumidoressustituyan

ahorroempresarialpor el propio.

En Herce (1986) y Gulley (1990) se propone la realizaciónde un

contrastede Chow modificado, a partir de la introducción de variables

artificiales enunaregresiónde la rentanacionalsobreunaconstantey el

ahorroprivado. En concreto,Gulley formula la ecuacióna estimarcomo:

I3~ + I31y~ + f3

2dumb +13

3(dumb* y~) + e~ (1.6)

dondedum esunavariableartificial quees igual a ceroantesdel período

(año) de ruptura lo, y toma el valor uno, después.La hipótesisnula es

que ~ y 133 son conjuntamenteceroy si se rechazase interpretaen el

sentidode queseha producidoun desplazamientoen la constanteyfo en

la pendiente(E>.Asimismo, Gulley seproponela utilización del contraste

de raíz unitaria para las tasas de ahorro formulado en Said y Dickey

(1984)<’~ y explora la posibilidad de que exista una relación de

cointegraciónentreel ahorroprivado y la rentanacional, demaneraqueaunqueseobservaraque la ratio tieneunaraíz unitaria, pudieraexistir

una relaciónde equilibrio entrelas dosvariables. Paraello, despuésde

analizarel ordendeintegraciónde las seriessp, y ~ y no poderrechazar

(6) En Herce no se incluye la variableartificial multiplicativa, ya que

corre lina regresión no del nivel sino directamentede la tasade ahorrosobreuna constante.

(7) En concreto, seestiman

‘~ + px~~1 + E y~Ax~ + et

dondex es el valor actual de la tasade ahorro privado sobrela rentanacionalen logs. Si = O y p < 1, x~ esuna serie estacionariay si 13~0y p = 1, x~ no es estacionaria.

21

quetienenunaraízunitaria, aplicaelmétodoendosetapaspropuestopor

Engley Granger (1987), estimandopor MCO la ecuación:

= + fi1y~+e~ (1.7)

Si la serie de los residuose es estacionaria,se concluye que last

seriesdeahorroy rentaestáncointegradas,tomándosecomoevidenciade

que existe una relación de equilibrio a largo plazo entre ellas. Laexistenciadeestarelacióndeequilibrio seinterpretaen elsentidodeque

las decisionesdeahorroseadoptana nivel del sectorprivadoy no a nivel

del sectorfamilia.

Con datostrimestralesparael período1952:1 hasta1987: IV para

la economíanorteamericanaGulley concluye que la ley de Denisonno se

satisfaceni en la décadade los setenta, ni en la de los ochenta. En

cambio, con los datos anualespara el periodo 1964-84 de la economia

española,Herce concluye que no puederechazarsela hipótesisnula de

estabilidad,habiendoimpuesto1974 como añode ruptura.

El contrastede la hipótesisde que los consumidoresrasganel velosocietario se ha realizado también de forma alternativa a partir de la

estimaciónde funciones de ahorro o de consumo de forma reducida,aunquetodavía sonmuy escasoslos trabajosrealizadosen estaárea. Se

podría afirmar que, a grandes rasgos, se observan dos enfoques

relativamente distintos dentro de este marco. Bajo uno de ellos, seincluyenlos beneficiosno distribuidoscomo unregresory secontrastasi

el coeficientede esta variable es igual al de la rentadisponible de las

familias. Si no puederechazarseestahipótesisnula, seconcluye que las

familias rasganel velo societario.Alternativamente,seestimaunafunción

de consumo/ahorroagregadoy secomparanlas propensionesmarginalesal consumo/ahorrode dividendos con la correspondientea beneficios

retenidos,en consonanciacon los postuladosde Kaldor de quela tasade

ahorrode una economíanacionaldependede la distribución funcional de

la renta. En estesentido, bajo esteenfoque, se admiteuna respuesta

diferenciadadel consumosegúnfuentesde renta.

22

Las estimaciones realizadas con datos para la economia

estadounidense,tanto de funcionesde consumoprivado como de ahorro

privadofamiliar parecencoincidir enel rechazode la hipótesisde que las

familiasrasganel velosocietario.En concreto,lasestimacionesdePoterba

(1987)deunafunción deahorroprivado parael período1948-86y 1931-86

sugierenque un aumentoen el ahorro empresarialaumentael ahorroprivado. Asimismo, en Feldstein (1973) se muestraquepara el período

1929-66la propensiónmarginalal consumode la rentadisponibleesmayorque la de los beneficios retenidos, mientras que la reestimaciónde

Auerbach(1982) parael período1960-82no puederechazarla hipótesis

nula de que el ahorro empresarialno influye sobre las decisionesde

consumo. Tambiénen Bathia (1979) y en Hendershotty Peek(1987) seencuentraevidenciade que las familias compensansólo parcialmentelos

cambios observadosen el ahorro empresarial. En todos estos casos

parece, por lo tanto, que los resultadosestánen contradicción con la

interpretaciónque seda a la estabilidadobservadaen la tasade ahorro

privado.

Los trabajosrealizadoscondatosparaotrospaísesparecendetectar

estamismafalta de respuesta.En concreto,enun análisisde 13 paísesde

la OCDE para el período 1960-80, aplicandoun enfoque de panel en laestimaciónde una función de ahorro privado, Marchante(1986) muestra

que la propensiónmarginal al ahorro de los beneficios retenidoses más

elevada que la propensiónmarginal al ahorro de la renta personal

disponibley que, a corto plazo, la propensiónal ahorrode los beneficios

retenidosno es significativamentedistinta deuno, en consonanciacon la

hipótesis de independencia.En otras palabras,variacionesen el ahorro

empresarialsetransmitencompletamenteal agregadodel sectorprivado.

La contrastacióndeestahipótesisenel casoespañolseharealizado

en Herce (1986), Raymond(1990), Ayerbe (1989) y Marchante(1993) a

partir de la estimaciónde unafuncióndeahorroen los dosprimeroscasos

parael período1964-84y 1971-89,y deunafunción deconsumoen los dossiguientes, abarcandolos años 1970-85y 1955-88,respectivamente.En

estos trabajos se concluye que no hay sustituibilidad total entre los

componentesdel ahorroprivado, demaneraque la rentadisponible de las

23

familias puede considerarsecomo la principal variable que tienen encuentalas economíasdomésticasal realizarsu gastode consumo.

1.4. La equivalenciaricardiana

El teoremade la equivalenciaricardianapostula que los déficit

presupuestariosfinanciadosconemisiónde deudapública no afectana la

demandaagregada,ni a los tipos de interés,ya que estecrecimientode

la deudapública se neutralizapor un aumentoen el ahorro privado. Elvalor actualizadode esteahorro futuro compensaexactamenteel déficit

creado,de maneratal quela sustitucióndedeudapor impuestosno afecta

a la riquezadel sectorprivado.

La publicacióndel articulo de Barro (1974)“Are governmentbonds

net wealth?”, que cuestionala efectividad de la política keynesianade

reactivacióna partir de aumentosdel déficit público, relanzó el debate

sobresi los consumidoresconsiderana los títulos de deudapública comoun componenteneto de su patrimonio.

Porun lado, la emisiónde deudapuedepercibirsecomo un aumento

de los activos por parte de los agentesque, no teniendo en cuenta u

olvidandolos compromisosfiscalesde los queestostítulos constituyenla

contrapartida,no realizanningunaprovisióndefondosparael pagodelos

futuros impuestos. Se produce, entonces, un efecto riqueza que se

traduce de inmediato, en un aumento del consumo. Asimismo, lamodificacióndel equilibrio del mercadode capitales(la tensiónproducida

por los tipos de interésdebidaal mayorconsumo)puedereducirel stock

de capitalen relacióna la situaciónen la que no seproducela emisiónde

deuda.

Si, por el contrario, los agentesno ignoranla obligaciónde hacerfrenteal pagode los impuestosfuturos necesariosparapagarel servicio

de la deuda,el efectoriquezaesinexistente,siemprequela actualización

de los compromisosfiscalesseacorrecta. En consecuencia,es indistinto

desdeel punto de vista de la demandaglobal, financiar el gastopúblico

24

con recursoa la emisióna financiarlo con impuestos.Bajo esteenfoque

ricardiano los contribuyentesconsideranel préstamoal sectorpúblicocomo un simple medio dediferir los impuestos.Al internalizarel valor de

los impuestosque deberánpagar para hacer frente al servicio de la

deuda,los consumidoresaumentansu ahorroenun montanteequivalenteal endeudamientopúblico, de manera que la elección de deudapara

financiar el déficit, no ejerceningunainfluenciani sobreel consumo,ni

sobrela ofertadetrabajo, ni sobreel equilibrio del mercadode capitales.

De manera formalizada se puede considerar que la restriccióntemporaldel sectorpúblico seexpresacomo:

+ r*bp__ = ‘rg~ + bp~ - bp~1

donde g~ es el gastopúblico, zg~ los ingresosfiscalesde sumafija y bp~

la deudapública, expresadostodos ellosen volumeny per cápita. El tipo

de interés,r, sesuponeconstante.

Si separtede una situaciónpasadacaracterizadapor el equilibriopresupuestario,la aparición,enel período0, deundéficit financiadocon

préstamobp~, reduceenunacuantíaigual el montantede impuestosquese

necesitaríanparafinanciar el gastopúblico en ausenciade déficit:

= zgr, + bpr,

Así, si la deudacrecea la tasan, dado el perfil de gastos, elserviciode la deudarequiereunaumentode los impuestosde (r - n)bp~1.

De ello seinfiere que el valor actualizadode los impuestosgeneradospor

la sustituciónde deudapor impuestosse escribecomo:

bpr, (r — n) j Ií+nt’(1 +r) ~=~k1-.-r)

expresiónqueen el límite esigual a la deudainicial, bp~,.

La restricciónintertemporaldel sectorpúblico sepuederesumiren

la expresión:

25

s g~ -rg~

Si el consumidorinternalizatotalmentela restricciónintertemporal

del gobierno,supropia restricciónintertemporalesindependientede lasmodalidadesde financiaciónya que si c es el consumoprivado e y, su

rentabruta, entonces:

t~ (1 + r)t t~ (1 + nt ~ (1 + r)t

Suponiendoutilidad separable,el consumidorelige su sendadeconsumoque maximizasu función de utilidad intertemporal

U(c~)

~ (1 + r)t

y quees independientede la elecciónentreimpuestosy deuda.

La satisfacciónde tal resultadode equivalenciareposasobreun

conjunto de supuestosrelativamenterestrictivos que si no se cumplen

invalidan parcial o totalmente los resultados de equivalencia. A

continuación se revisan los principales elementos que han venido

señalándosecomo determinantesdequeen las economíasrealeslos planes

de consumoy ahorrono seanneutralesenrelaciónal momentode los pagos

(Contreras(1990)).

a) Horizontede vida finito y herencias

Los consumidorestienenen todo casoun horizonte de vida finito,

mientras que la hipótesis se satisface para un horizonte infinito.

Asimismo, si la generaciónpresenteno se preocupade la futura, no seobservaráeste aumentodel ahorro hoy, para pagar los impuestosdel

mañana.Sinembargo,sehanformuladomodelosqueincluyenelbienestar

de las generacionesfuturas en la función deutilidad de los consumidores

de hoy, que permiterestablecerel resultadode la hipótesisricardiana.

26

En concreto,el modelointergeneracionaldeBarroestableceun mecanismodetransferenciaspatrimonialesintergeneracionales,de tal maneraqueel

comportamientoaltruista de los padres hacia sus hijos transforma el

modelode horizontefinito en uno de infinito.

A pesar de estaconsideraciónexistenfactores que rompenesta

cadenade generacionessucesivas,entreellosla presenciadefamilias sin

hijos o de familias cuyo bienestarimplica una herencianegativa, lo que

comportaqueprefieran consumirmássi se reducenlos impuestosa costa

de aumentarlos a las generaciones siguientes. Asimismo, bajo

incertidumbre sobreel horizonte temporal de vida y sin altruismo, la

equivalenciaricardiana no se mantieneya que existe una probabilidad

positiva de quelos individuos mueranantesde quepuedanhacerfrente

a todos los impuestosque el nivel de deudaactualrequiere (Blanchard(1985)).

La equivalencia ricardiana exige no sólo que haya altruismo

intergeneracional,sino que la herenciapuedarealizarse.Es decir, la

transferencia intergeneracionaldebe formar parte de la restricciónpresupuestaria. Muchas familias prefieren una herencia de signo

negativo, pero en cambio obtienenuna utilidad óptima con una herencia

nula.

b) Restriccionesde liquidez

La imposibilidad que pueden tener ciertos individuos a pedir

prestadosobresus rentasfuturas, como mínimo a una determinadatasa

de interés,constituyeuna objecióna la hipótesisde neutralidadya que

viola el supuestodearbitrajeintertemporaldel consumo,quedependede

la suma actualizadade las rentas. Las familias con restricciones de

liquidez, tanto de renta como de riqueza, no seránindiferentesantelaposibilidadde retrasarlos pagosdeimpuestos,ya quedeformaefectiva,

el sectorpúblico les estáprestandoa su tipo de interés, opciónque notenían en el mercado de crédito. Sin embargo, el impacto de las

restriccionesde liquidez sobrela hipótesisricardianadependedel motivo

por el queexiste tal restricción.

27

Por una parte, sepuedeargumentarque las restriccionessurgenporque el gobierno tiene menorescostes de transacciónque el sectorprivado, por lo que la emisión de deuda relaja la restricción

presupuestariadel sector familias y no se mantienela equivalencia.El

mismorazonamientoesdeaplicaciónsi seargumentaque las restricciones

aparecenporque el sector público no tiene problemas de selecciónadversa,situaciónque no parecereflejar la realidadya queel individuo

que no paga sus impuestos debe ir a juicio igual que ocurre con el

individuo que no hacefrente a susdeudascon el sectorprivado.

Porotra, si las restriccionesde liquidez surgenpor incertidumbre

sobrela rentafutura, la equivalenciaricardianase mantieneporque la

deudano alteraestaincertidumbre.

e) Impuestosqueno sonde sumacero

Existen dosrazonespor las que las característicasquedefinenel

sistematributario sonrelevantes.Porunaparte, si las cargasfiscalesno

soncantidadesfijas querecaensobrelos individuossino quedependende

las circunstanciasde los individuos como la renta, la riqueza, el tamaño

de la familia, entonceslos impuestosquesepuedenanticipardependendelas expectativasen relación a tales circunstanciasy a la legislación

tributaria. En la medidaqueseproduzcancambiosnoanticipadosenestas

variableslaactualizaciónde los compromisosfiscalesserealizarádeforma

errónea.Porotra, los efectosdeeficienciade los impuestosqueno sonde

sumacero tienen un impacto recaudatorioque debe tenerseen cuenta.

Dadoquela estructuraimpositivaincentivadeterminadasactuacionesque

pueden alterar la base sobre la que giran las cargas fiscales, la

recaudaciónno es independientede estaestructura, y por lo tanto, la

restricciónintertemporaldel sectorpúblico severáalterada.

d) Incertidumbresobrerentase impuestosfuturos

La incertidumbresobrelas rentasy los impuestosfuturos puede

conducira tipos de descuentomayoresparalos impuestosfuturos. Por lo

28

tanto, se producirá un sesgoa favor del consumohoy cuandoel gasto

público comporteun aumentodel déficit, asícomo una caídaen el ahorro

disponibleparala adquisicióndeotros activosque no seandeudapública.

1.5. ¿Sonlos consumidoresricardianos?

Existeun conjuntorelativamenteampliodetrabajosquecontrastanempíricamentela hipótesisde descuentointertemporalde los impuestos,

teniendo en cuenta las implicaciones que se derivan para el

comportamientode otras variables (Thornton (1990)). Entreellos estánlos trabajos que se fundamentanen la consideraciónde que bajo un

contextoricardiano, elahorropúblico y el privado sonconsideradoscomo

sustitutos perfectos, de manera que cambios en el primero producen

cambios de signo opuesto pero de igual magnitud en el otro. Encontraposicióna este enfoque, bajo el planteamientokeynesiano, la

consideraciónde la deudapública como riqueza netapor parte de los

consumidores,explicaqueenestecasono quepaesperarningunarelación

entreahorropúblico y privado.

De la mismamaneraque la estabilidadde la tasade ahorroprivado

se ha tomado como evidenciaa favor de que familias y empresasactúan

coordinadamente,la estabilidaddel ahorro nacional ha sido propuesto

como un indicador de la satisfacciónde la hipótesisde ultrarracionalidad

formuladapor David y Scadding(1974).Descansaen el supuestode que

la ratio combinadade ahorrodel sectorprivado y público esmás estable

que la de cualquierade los dossolos. Deducenqueun incrementoen elgastopúblico reduciráel gastoprivado en unacantidadequivalente,sin

afectar tipos de interés, precios o riqueza. En otras palabras,

argumentanque en este casoel sector privado se comporta como si el

gobiernofueseunaextensióndesi mismo, demodoquelos gastospúblicos

sonconsideradoscomo sustitutivosde los gastosprivados. Por lo tanto,puedeproducirseun efectode sustitucióndirecto entreconsumopúblico

y privado y entreahorro público y privado.

El contrastede estahipótesisque realizanestos autorespara el

período1898-1964condatosde laeconomíanorteamericanay formuladode

29

igual maneraque en el caso en el que analizanel comportamientodel

ahorroprivado, parecerechazarla hipótesisde estabilidaden la tasade

ahorro nacional. Concluyen, por lo tanto, que el sector privado no

considerael ahorropúblico como un sustitutodel suyo.

Aunqueaquíno seva a desarrollarcon detalledebeseñalarsequeunaparteimportantede la literaturaempíricasehacentradoenelanálisis

de los tipos de interés (Evans (1985, 1987), Plosser (1987)). Laequivalenciaricardianaimplicaquelos individuosrespondenaunaemisión

de deudapública, aumentandosu demandade deudaen la cuantíade lanuevaemisióncomounaformadeahorroparahacerfrentea los impuestos

futuros quede ella sederivan, dejandoinalteradoslos tipos de interés.

La formamás directadecontrastarla equivalenciaricardianaa travésdel

comportamientode los tipos de interéses a partir de la regresiónde los

valorescorrientesde los tipos sobrealgunamedidaque recojala política

de deudapública (Barro (1987)yMauleón(1987),RaymondyPalet(1989)

y Ballabriga y Sebastián(1993) para España). Un tratamiento más

sofisticadoes el que se proponeanalizarel impacto de la deudapública

sobrelos tipos de interésdel estadoestacionario(Evans(1989)) o bienelque sebasaen la teoría de la estructuratemporalde los tipos (Plosser(1982)). Asimismo, sehan realizadoalgunosestudiosdondela variable

de análisis ha sido el crecimientoeconómicoo la rentanacional (Eisner

(1989)) y la balanza comercial y las finanzas internacionales(Ahmed

(1987)>. Por otro lado, otra serie de trabajos no utilizan técnicaseconométricaspara el contraste de este hipótesis, como el enfoque

experimentalde Cadsbyy Frank (1991)o sebasanenevidenciaindirecta

(véaseSeater(1993) parauna revisión de estaliteratura), o utilizan el

marcode la estimaciónde las funcionesde impulso-respuestaa partir devectoresautorregresivos(Eisner(1994)). La mayorpartede los trabajos

parecenrechazarla hipótesisde ausenciade equivalenciaricardiana.

Por otro lado, los trabajosqueabordanel contrastede la hipótesisde equivalenciaricardianaenel marcodel consumosepuedenagruparen

dos amplias categorías. La primera adopta una especificaciónque se

deriva de la hipótesis de ciclo vital/renta permanente,mientras que la

segunda, deriva las relaciones a estimar directamentede un marco

explícito de maximización intertemporal, a partir de contrastesde la

30

ecuaciónde Euler. Estos contrastesse derivantambiéndel mismo modelo

de ciclo vital/renta permanente,pero en vez de especificaruna función

deconsumo,secentranen las condicionesdeprimerordenquesederivan

del problemademaximizacióndel consumidor.Las ventajasy desventajasdeambosenfoquessediscutenenSeater(1993),dondepuedeencontrarseuna recienterevisión de la literatura tanto teórica como empíricaen este

área.Los artículo de Bernheim(1987, 1989) y Barro (1989) constituyen

los principales trabajosdonde se resumela literatura básicaque se ha

generadosobreeste tema. En los siguientessubapartadosse revisan

sucintamentelos principalestrabajosempíricosquehanseguidoestosdosenfoques,con especialénfasisen los quese centranen la estimaciónde

unafunción de consumono derivadade la ecuaciónde Euler ya que esta

esla aproximaciónadoptadaen los capítulosempíricosde estatesis~8>.

Cabeseñalar,en todocaso, quela estimaciónmacroeconómicade la

relaciónentredéficit público y otrasvariableseconómicasestásujetaa un

importante conjunto de problemas econométricos, que no difieren

sensiblementede los que surgenen cualquier marco de estimación.El

problemade la mediciónde las variablesrelevantesesel primeroquedebeseñalarseya que puededesempeñarun papel relevantea la hora de la

obtencióne interpretación de los resultados.La endogeneidadde las

variables económicasconstituyeotro problemaa abordarya que gasto

público, consumo y renta se determinan como parte de un mismo

equilibrio. Los modelosempíricosqueutilizan variablesagregadasno son

totalmente satisfactorios (véase Deaton (1992)) y pueden generarse

especificacioneserróneasquecomportenresultadosespúreos.La falta de

estacionariedadde muchasvariableseconómicasconstituyeun elemento

adicionala teneren cuentacuandose analizanlas relacionesutilizando

seriestemporales.Asimismo, el principio de parquedadque se sigueenla especificacióneconométricapuedeserdiscutibleya quela relevanciade

las distintas variables se hace difícil de determinar. Por último, la

identificación econométricaconstituyeuna fuente de conflictos, siendo

uno de los aspectosmás discutibles la dependenciacon respectoa lasexpectativas,queno sonnormalmenteobservables.El carácteranticipado

(8) En el mismosubapartadoseincluyen los estudiosquehanutilizadoel ahorrocomo variabledependiente.

31

o no anticipadode la política fiscal determinaen gran parte la respuesta

quecabeesperar,mientrasque sehacedifícil modelizarlo.

1.5.1. Enfoquede la ecuacióndeEuler

El contrasteempíricode la hipótesisde equivalenciaen estemarco

se ha basado, en gran parte de la literatura, en el modelo con

incertidumbrede Blanchard (1985) dondela equivalenciano sesatisface

si unafracción (ji) de la poblaciónmuerecadaperíodo.

El modelo implica la siguientefunción de consumo:

= 4(1 + r)a~~ + S E~ ~ít~ij

siendoa~~1 el stock de activosrealesal final del períodot—1, r esel tipo

de rendimiento de los activos, que se supone constante, ji es la

probabilidadde morir tambiénconstante~>,yl~ es la renta laboral netade impuestos, E es el operador de expectativas condicionado a la

t

informacióndisponibleen t y a es la propensiónal consumoen relaciónala riqueza. En estemarco la equivalenciaricardianano sesatisfacesi ji>0

ya que se introduce una cuña entre la tasa a la que los individuos

descuentanlos interesesfuturos y a la que descuentanlos pagosdeimpuestosfuturos.

La restricciónpresupuestariaagregadase expresacomo

(9) Sepuedeinterpretarji deformamásmetafóricacomounamedidadeltamañode la desvinculaciónquesientenlas familias actualesen relacióna las futuras (Evans (1993)). Bajo esta interpretación, las familiasactualestratana las futuras comouna continuaciónde sí mismasy tienenasí horizonte infinito si ji=0, y se sienten desvinculadasde lasgeneracionesfuturas en algúngrado y tienenhorizontesde vida finitossi /1>0.

32

Teniendoen cuentaambasecuacionesy especificandolos procesos

estocásticosque determinanla evolución de la renta laboral se puede

escribir una función de consumoagregadoen términos de variablesobservables, bien eliminando la riqueza humana (Evans (1988,

1993))<’~> o la no humana (Haque (1988), Leiderman y Razin

(1988))~~‘> o realizandoalguna transformación(Hayashi (1982)). Seacualseala especificaciónelegida, si el horizontetemporales infinito (¡i=

0) el consumoen t esfunción sólo del consumoretrasado:ningunaotravariable conocidaen t-1 debe tenerpoder explicativo para predecir el

consumocorriente (Hall (1978)). Si, en cambiop>O, la riqueza(humana

y/o no humana)afecta al consumo y en tal casouna reducción en los

impuestoshoy aumentala riquezaesperaday conducea un aumentoen el

consumocorriente. La razóndetal efectodebebuscarseenquebajo estascircunstancias,los consumidoresconhorizontefinito danmenorpesoa los

futuros aumentos impositivos que se requieren para equilibrar

intertemporalmentela restricción presupuestariadel gobierno, que al

recorteinicial de impuestos.

La mayorpartede los estudiosrealizadosbajo estemarcoparecenapoyar la hipótesis ricardiana. En concreto, en Evans (1988) no se

encuentraevidencia de que las deudasdel sector público afectenal

consumo en el caso americano, mientras que en Evans (1993) loscontrastesde la ecuaciónde Eulerrealizadossobrediecinuevepaísesno

puedenrechazarla hipótesisdeneutralidaden dieciochocasos,resultado

(10) La función de consumoseescribecomo

1+r= ____ (1—a) c~1 —aji a~1 +ae~

1-ji 1-ji

(11) En estecaso, la función adoptala especificación

1 +r(1 +r? (1 —a)c12 —aji yí~1 +÷rji 1 1~Jct~i :1

1 +r+ae~ —a ____

1 +ji

33

que también se obtiene en Dalamangas(1992) en un análisis para 52

países.

Mientrasestegrupo de trabajossederivade un modelo teórico enque tanto la hipótesis de que los consumidoresson ricardianoscomo la

alternativaestánbien definidos, existe un conjuntoamplio de estudiosdondeestono esasí. Como resultado,las estimacionesobtenidaspueden

interpretarse,por regla general,en más de un sentido. Un ejemplodeestasituacióny que constituyeasimismounaalternativadentrode este

enfoque viene dado por el trabajo de Aschauer (1985). En concreto,permite la inclusión de efectos del gastopúblico sobre la utilidad del

sector privado, de maneraque se suponeque cadaunidad de gasto

público aportala mismautilidad que6 unidadesdegastoprivado. Sebasaen la condicióndeprimerordendeunproblemademaximizacióndinámica:

* *

= + a~ ¡3 cti

dondela variablec’ mide el consumoprivadoefectivoquesesuponevienet

dadopor

*c =c~ +

siendoc una medidadel gastocorrienteen consumodel sectorprivado yg mide el gastopúblico. Los parámetrosar, y a sonfuncionesno lineales

1

de los tipos de interés, la tasade descuentointertemporaly el nivel de

consumoefectivo mínimo. La función de consumosepuedeescribir como

a0 + a1c~..1 + a16g~1 — 6E~1g~ .~.

Para estimar esta ecuación bajo el supuesto de expectativasracionales, debepostularseun procesotemporalpara g~ para generar

valoresesperadosparaE~1g~. Seobtieneasíunsistemadedosecuaciones

que deben estimarse, donde la hipótesis nula es un conjunto de

restriccionesno linealessobrelos parámetros.Aunquela evidenciapareceseñalar que se observa equivalencia ricardiana, no está claro su poder

34

estadístico ya que la alternativa de comportamiento no ricardiano no está

especificada en el modelo.

Se ha venido señalando (Leiderman y Blejer (1987), Seater (1993))

que el enfoquede la ecuaciónde Euler tiene la ventajade que evita la

medicióndirectadelas expectativas,basándose,en cambio,encontrastes

de relaciones intertemporales observables y que se derivande la teoría.

Tal sujeción a la teoría impediría que se den los problemas deespecificaciónerrónea del enfoque de la función de consumo. Sin

embargo,a partede otras limitaciones,esteenfoquerequieretambiénla

imposición de distintas restricciones en los parámetros y la contrastación

de supuestos básicos del modelo. Por lo tanto, también en este caso se

producen problemas de especificación que pueden dar lugar a resultados

empíricos distintos (Himarios (1995)).

1.5.2. Contrastes con estimación de una función agregada de consumo

Los primeros intentos de contrastarel supuestode que el sectorprivado descuentatotalmentelas futurasobligacionesfiscalesen el marco

de la estimaciónde una función agregadade consumoprivado se debe

tantoa Kochin (1974),quepretendedeterminarlos efectosde los déficit

públicos sobre el consumo como a Feldstein (1974), que se propone

analizarempíricamentelos efectosde la “riqueza” de la SeguridadSocial

sobre el consumo~’2~.

La forma generalde la función de consumoutilizada por Kochin se

expresacomo:

c~ =br, + b1y~+b2c~1+b3def~ +e~ (1.8)

(12) La literaturasobrela riquezade la SeguridadSocialy su impacto

sobrelas decisionesde consumo/ahorrono seanalizaráen estetrabajodeforma explícita, pero los trabajosde Barro (1978),Darby (1979), Leimerand Lesnoy (1982)constituyenejemplosde trabajoempíricoenestaárea.Parael casoespañol,véanseHerce (1984) y GómezSala (1989).

35

dondec~ esel consumodebienesno duraderosy servicios,y~ esla rentanacional disponible, def~ es el déficit público y e~ es el residuo. La

inclusión del consumoretardadosejustifica por el hechode que la renta

permanente se aproxima por un mecanismo de expectativas adaptativas,

de manera que se supone que se forma como un promedio ponderado de

forma decreciente de las rentas pasadas.

Los resultadosempíricosobtenidoscon datosanualesde EE.UU.para el periodo 1952-71 bajo una estimaciónen primeras diferencias

muestranque, tanto si se utiliza el déficit observadocomo el de pleno

empleocomo regresor, los consumidorestienen en cuentalos impuestos

futuros derivados de los déficit corrientes<’3~. Sin embargo, la

proposiciónde equivalenciaen sentidoestrictono sesatisfaceya que el

coeficientedel déficit difiere mucho, en valor absoluto, del de la rentadisponible. Por lo tanto, estaevidenciaapoyauna version“suave” de la

proposiciónde neutralidadde la deuda,indicando queel sectorprivado

adelantalas obligacionesfiscalesfuturas pero no las descuentaen su

totalidad.

En Buiter y Tobin (1979)puedeencontrarseun análisiscrítico del

trabajo de Kochin dondese señalanuna serie de objeciones.Por una

parte, se indica que la estimaciónse ve afectadapor problemasdesimultaneidad e identificación ya que consumo, renta disponible y

superávitsemuevenconel ciclo. Repitenel análisisempíricorealizadopor

(13) Los resultados empíricos másrelevantesson los siguientes:

A c~ = 2,88 + 0,39 Ay~ - 0,11 Adef + 0,28 Ac~(3,44) (7,86) ~~,95) (2,42)

D.W= 1,79

A c~ = 2,41 + 0,46 Ay~ - 0,13 Adefpe~+0,16 Ac~

(2,64) (8,18) (2,27) (1,62)

D.W. = 1,40

donde defpe es el déficit público de pleno empleo y entre paréntesisfiguran los estadísticost.

36

Kochin aumentando el tamaño de la muestra (1949-1976), especificando las

variablesen términosper cápitae incluyendoal sectorempresarialdentro

de las economías domésticas. Bajo el supuesto de Barro deultrarracionalidad en el comportamiento del consumidor, la rentarelevante

paralas decisionesde consumoesy-g. La hipótesisque se contrastaes

quelos coeficientesdenr (impuestosnetosdetransferencias>,del déficit(g-nz) y de la rentay tienentodosel mismovalor absoluto.En estecaso,

los coeficientesestimadosparalas variablesdel sectorpúblico presentan

los signosesperados,pero no sonestadísticamentesignificativospor lo

que la evidencia recogida por estos autoresno apoyala hipótesis de

neutralidad.

Otro trabajo que merecela pena destacares el de Seater(1982)

donde se presentaun contraste sobre cuatro supuestosdiferentes,

basándoseen las combinacionesposibles de descuentototal de los

impuestos, no descuentoen absoluto, y cambios, anticipados o noanticipados,en la basemonetariadebidosa una financiación mediante

dinero de la deuda. Si se satisfacenlos postuladosde Barro, la deudapúblicano es consideradacomo riquezareal y los cambiosmonetariosson

totalmenteanticipadospor elpúblico. Sumodelizacióndel comportamiento

sebasaen la fusión de la hipótesisde la rentapermanentey los supuestos

de mercadoseficientes,que combinadostienen, en esencia,las mismas

implicaciones para la política macroeconómicaque la hipótesis deldescuentode los impuestos.

La especificaciónbásicaes la siguiente:

~ +f38w~1+B7def~+e~ (1.8)

dondeyf~ esla rentadisponible, se~sonlos beneficiosno distribuidosctelasempresas,u esla tasadeparo, dureese]stock de bienesdeconsumo

t

duradero,w~ esel stock de riquezadel sectorprivado def~ es el déficitpúblico que se descomponeen la partefinanciadacon dinero y la parte

financiadacon bonos,y etes, de nuevo,el residuo.Si sedescuentanlos

futuros impuestos,la deudapública no deberíasertratadacomo riquezaporquesudemandaseincrementaráuno a uno conla ofertaconel objetivo

deahorrarenprevisiónde los impuestosderivadosdeestamismaemisión.

3,7

El signo esperadopara~ I3~, 133,84y ~6 espositivo, mientrasque S~ se

esperacon signo negativoigual que 137•

Los resultadosempíricosconfirmanlahipótesisdel descuentode los

impuestoscuandoel consumoper cápitatotal esla variabledependiente.

Sin embargo,cuandola variablequedebeexplicarseesel consumototal

de bienesno duraderos,el resultadode la regresiónrechazala hipótesis

ricardiana.Por lo tanto, el análisisde Seaterno esconcluyente.

El trabajoempíricode Feldstein(1982)tienela virtud de señalarlarelevanciade los problemasde especificación,sobretodo en cuantoa ladescomposiciónde las variables del sectorpúblico, así como de ser el

primero en abordar el problemade la simultaneidad. Sin embargo,los

resultadosde Feldstein, que los interpretaen el sentido de que no se

satisfacela hipótesisde neutralidadde la deuda,han sido criticadosenSeatery Mariano (1985). Una de las principales críticas sefialadaspor

esosautoresesque, a pesarde plantearel problema, el trabajo exhibesesgosde simultaneidadya quelos instrumentosutilizadospor Feldstein

no sonmuy adecuadosya queseha restringidoinnecesariamenteel grupode variablesinstrumentalesutilizadasen la estimación.Además,afirman

queestasvariablespuedenestarcorrelacionadascon el términodeerror.

Parasuperarestasdeficienciasestimanla mismaecuación,peroañadenal

conjunto de variablesexplicativasla rentacorregidapor el desempleoy

el stock de bienes duraderosde la economía,estimandopor mínimos

cuadradosbietápicos.La principal aportaciónde Seatery Marianoradica

enquesuespecificacióndela funcióndeconsumopermitedistinguir entre

movimientostransitoriosy permanentestantoen la rentacomo enel gasto

público. Las conclusionesalcanzadaspor estos autoresseñalanque laevidenciaesfavorableal descuentode impuestos.

Otra aportación relevante en este área es el trabajo de Kormendi

(1983) donde se propone discriminar entre lo que él define como

comportamiento acorde el enfoque estándar, que respondea postuladoskeynesianos, frente al comportamiento“consolidado”, quese corresponde

38

con la proposición de neutralidad de la deuda y de ausencia de velo

societario conjuntamente (14>•

Estima la siguientefunción de consumo:

~

dondec~ esel consumodel sectorprivado, y~ esla rentanacional, ~ es

el consumopúblico, w~ es la riquezaprivada, tr~ son las transferencias

corrientes, ‘r~ son los ingresos públicos totales, se es el ahorrot

empresarial,g~ son los interesesde la deudapagadospor el sectorpúblico, y bp~ es la deudapública en circulación.

Bajo el enfoquekeynesiano,seesperaquea3 = O ya quesesupone

que el consumo del sector privado depende solamente de la renta

permanentedisponibley por lo tanto, no se ve afectadopor los gastos

públicos. Asimismo, estadependenciacon respectoa la rentadisponible

de las familias hace esperarque los coeficientesestimados para los

impuestos,las transferenciascorrientes, los interesesde la deuday elahorroempresarialseanigualesen valor absolutoal coeficienteestimado

parala rentanacional.Bajo el enfoqueconsolidado,encambio,la elección

de financiar el gastopúblico vía impuestosen vez devía deudano afecta

al consumodel sectorprivado, porlo quecabeesperarajO, los beneficios

no distribuidos son consideradoscomo un componente de la renta

relevanteparalas decisioensde consumo,por lo quea7 = O y los pagosde

interesesno tienenningúnefecto, porqueya hansido descontados,por

lo que se esperaa8 = 0. Por lo que respectaal papelque desempeñaelstock de deudapública en circulación, bajo el enfoquekeynesianose

esperaun signo positivoparaa9, ya queseconsideraqueforma partede

la riquezanetaporlo queinclusocabeesperarqueseaigual al coeficienteestimadoparala riqueza(a4). En cambio,en el consolidadoseesperaque

(14) Esteestudioseconstituyeen un elementoa resaltaren esteárea

del análisis aplicado ya que ha generado un debate considerable(Modigliani y Sterling (1986,1990), Barth, Iden y Russek (1986),Kormendiy Meguire (1990)).

39

seaigual a cero, ya queenningúncasoseconsideraun componentede la

riqueza.

Los resultadosobtenidosporKormendicondatosanualesdeEstados

Unidos para el período 1926-1976, con las variables expresadasen

primeras diferencias parecenrefutar el enfoque keynesiano<’5>. Sinembargo,sehanseñaladounconjuntode limitacionesa estetrabajo. Entre

otras se ha subrayado,por una parte, que no diferenciaentre gasto

público transitorio y permanente,que, porotraparte,estácontrastando

una versión ~ de la proposiciónde neutralidadde la deudaal noimponerningunarestriccióna los coeficientesy, por último, queestima

en primeras diferencias. En concreto, Modigliani y Sterling (1985)

muestranqueal cambiarelmétododedeflactarel gastodel sectorpúblico,de medir los pagosde interesesy la estimación(al incluir más retardos

que Rormendí y centrarse en una estimaciónen niveles pero no en

primerasdiferencias) los resultadosde Kormendi no se sostienen.Sin

embargo,en la réplicacontenidaen Kormendiy Meguire (1986y 1990) sevuelvena obtenerlos resultadosfavorablesa la hipótesisricardianatal

como las formulaKormendi, incorporandolas propuestasde Modigliani y

Sterling.

Una de las objecionesque cabría presentara este conjunto deespecificacionesde la función de consumoes queel modelo intertemporal

que fundamentala hipótesis ricardianaasumeque el consumode cada

periodo depende de los valores corrientes y esperados de susdeterminantes principales. Bajo esta formulación, la equivalencia

ricardianaequivalea unconjuntoderestriccionesdecerosobreelbloque

devariablesque miden los valorescorrientesy futuros de los impuestos,

las transferenciasy la deuda. La especificación exacta que debe

(15) Los resultadosmásrepresentativosson los siguientes

= 0,29 + 0,07 - 0,23 q + 0,025 ,,. 0,83 tr + 0,07 r • 0,10 se • 1,15 gI~ 0,05 bPtt t(7,3) (3,3) (12,8) (3,00) (5,6) (0,9) (0,9) (1,3) (—2,9)

2 = 0,911

R

dondeentreparéntesisfiguran los valoresde los estadísticost.

40

contrastarsedependede los mecanismosespecíficospostuladospara la

formaciónde estasexpectativasy ello puedecondicionarlos resultados.

No parece, sin embargo, que estas variables futuras se incorporenexplícitamenteen las ecuacionesestimadas.Por lo tanto, el hechode que,

por ejemplo, los valoresde los coeficientesa5, a6 ya9 de la especificaciónde Kormendi seancero, puedeser indicativo sencillamentede que lastransferencias,los impuestosy la deudacorrientesonbuenospredictores

de los valoresfuturos del gastopúblico, en línea con los postuladosde

equivalenciay en contrastecon la formulacióndel modelokeynesiano.Por

lo tanto, debe destacarseexplícitamenteel carácter de señal de las

variablesrelevantes.

A grandesrasgos,cabeseñalarquebajo estetipo de estimaciones

la evidenciaempírica recogidano es concluyente. Por una parte, lostrabajos de Kochin (1974), Barro (1978), Tanner (1979), Kormendi

(1983), Seatery Mariano(1985)y Eisner(1994)recogenevidenciaafavor

de la hipótesis ricardiana para el caso norteamericano. Asimismo la

estimación de Leiderman y Razin (1988) para la economía israeli del

período 1980-85, utilizando datos mensuales, los resultados obtenidos por

Katsaitis (1987) para la economíacanadiensecon datostrimestralespara

1968-83y el trabajode Herce(1986>paraEspañaprestanapoyoa la teoría

de descuentode los impuestos.En Zabalzay Andrés (1991)el hallazgodeque en Españala presión fiscal no afectaal ahorro privado, pero si en

cambioal ahorrofamiliar esinterpretadocomo indicaciónde queel sectorprivado trasladarentadisponibledesdeel sector familiar al empresarial

(esdecir, incrementalos beneficiosno distribuidos) anteaumentosen la

presiónfiscal. En Molinas y Taguas(1991),tambiéndentrode estamisma

línea de investigación,serecogeevidenciaempíricade que la fiscalidad

ha tenido un papelsignificativo en la caída de la tasa de ahorro de las

familias españolas.Por otra parte, en el trabajode Fuster (1993) sobre

cinco países de la CE para el período 1964-88, bajo una estimaciónmediante el método SURE (sistema de ecuacionesaparentementeno

relacionadas),se obtiene evidencia de que aunque no se satisface la

equivalenciaentre el déficit y los impuestos de maneraestricta, los

consumidorestienenen cuentalas decisionesde financiaciónpública a lahora de tomarsuspropiasdecisiones.Sin embargo,evidenciaen contra

para el caso americano es recogida, entre otras, en Yawitz y Meyer

41

(1976), Feldatein (1982), Modigliani y Sterling (1985,1990), Bernheim

(1987) y Feldstein y Elmendorf (1990). Asimismo, Perelmany Pestieau

(1983) parala economíabelgacon datosde 1954-79,Raymondy González-Páramo (1987), Raymond (1990) y Marchante (1993) para la economia

españolay Modigliani, Jappelliy Pagano(1985)parael casoitaliano en el

período1952-1982parecenrechazarla hipótesisricardianaen su versión

extrema, así como Marchante (1983) para un grupo de paísesde la

Comunidad.

En los últimos añosha ido apareciendoun volumen relativamente

reducido,perocreciente,detrabajosqueanalizanla hipótesisricardiana

utilizando datos de panel para distintas agrupacionesde paises. La

mayoríaparecendecantarseporrechazarestesupuestodecomportamiento

(Koskela y Viren (1983,1986), Sarantis (1985), Kessler, PerelmanyPestieau (1986)). Entre ellos cabria mencionar los realizados por

Dalamagas (1993, 1994) donde estima una función de consumo paradistintos conjuntos de paises. Este autor concluye que los resultados

obtenidosno parecenvalidar la hipótesis de equivalenciay en cambioparecenapoyar el enfoquede que la política fiscal es efectiva, en el

sentidode quelos déficit públicosgeneradospor reduccionesimpositivas

tienen efectoscontracíclicos (en los paísescon un nivel de solvencia

elevado) y procíclico (en los paises con un nivel de endeudamiento

elevado).

Podría concluirse que, en gran medida, estas discrepancias reflejan

diferencias en el período de muestra elegido, en la especificación de la

función de consumo, al imponer restricciones inadecuadasu omitir

variablesrelevantes,en los métodosdemediciónempíricade las distintas

variables,en las técnicaseconométricas,y ligadoa ello, enel tratamiento

de las tendenciasy la cointegración(Contreras(1990)). Sin embargo,

mientrasSeater(1993) parecedecantarsepor la interpretaciónde que si

estosproblemasseabordandeformaadecuada,la evidenciaconfunciones

de consumoagregadono permitenrechazarla equivalenciaricardianaen

prácticamenteningún caso, Bernheim (1987) parecedecantarsepor la

posicióncontraria.

42

1.6. Resumeny conclusiones

La posibilidad de que las familias adopten sus decisiones de

consumo/ahorroteniendoen cuentalas decisionesde ahorrodel restodesectoresde la economíaes una proposiciónque no sólo ha generadoun

amplio debate teórico sino que ha podido ser formulada en unos términos

que permitenla contrastaciónempírica.La hipótesisde ciclo vital/renta

permanenteesel mareoquepermiteabordaresteanálisisal relacionarel

consumocon distintas aproximacionesa la riqueza intertemporalde las

familias. Por unaparte, la hipótesisde ausenciadevelo societariosebasaen la idea de que los propietariosde los activos empresarialesson las

familias y, por lo tanto, los cambios que se producen en el ahorro

empresarialcomportancambiosen la riquezaneta de las familias en la

misma dirección. Por lo tanto, si esta hipótesis de comportamientosesatisface las familias actúan como si hubieran incorporado en surestricción presupuestariala renta de las empresas,de maneraque la

distinción entrebeneficiosdistribuidosy no distribuidos esirrelevanteparalas decisionesde consumo.

Se han señaladoun conjuntode factoresque puedenexplicar que

estahipótesisde comportamientono seobserveen las economíasreales.

Porunaparte, la ausenciade un verdaderocontrol sobrelas decisiones

adoptadaspor las empresas,por la presenciade una gerenciacon una

función objetivo distinta a la de los propietarios o problemas deinformación asimétrica, que pueden reflejarse en un menor coste de

financiación internoque externo, sonelementosque desdeel lado de la

empresalimitan la posibilidad de que las familias consolidenplenamente

suscuentascon las de las empresas.Por otro lado, la posibilidad de que

laspropensionesmarginalesal consumo/ahorrodifieran segúnfuentesde

renta,así comola incertidumbresobrela evoluciónfutura de lasacciones

y las distintas tasasde preferenciatemporalmostradaspor los agentes

económicos,-que puedendepender,por ejemplo, de la edad-, son otroconjunto de factores que desde el lado de las familias pueden explicar que

no se observe una respuesta de los consumidores consistente con esta

hipótesis de comportamiento.

43

Es escaso todavía el trabajo empírico realizado en este área, aunque

los resultados parecen apuntar todosen la mismadirección. En concreto,

excepto los estudios que formulan el contraste de esta hipótesis entérminos de estabilidad de la relación entre ahorro privado y renta

nacional, los trabajosaplicadosenestaárea,a partir de la estimaciónde

unafunción de consumoo deahorro, pareceninclinarsepor rechazarque

estahipótesisde comportamientorefleje conprecisiónlo observadoen las

economías.

Tanto los contrastesrealizadosa partir de la inclusión de losbeneficiosnodistribuidoscomounavariableexplicativaen unafunción de

consumoparadeterminarsi el valor de su coeficienteesestadísticamente

distinto del de la renta disponible, como los realizadoscomparandolapropensiónmarginal al consumode dividendos con la correspondientea

beneficiosno distribuidos, parecenseñalarquelas familias no incorporanen su restricción intertemporalel ahorro empresarial.Sin embargo, laindependenciaentredecisionesde consumode las familias y beneficiosno

distribuidos no es en todos los casosplena. Por lo tanto, cambiosen el

ahorroempresarialsetrasmitenparcialo totalmenteal agregadodel sectorprivado.

Por lo tanto, la estabilidad que se ha observado en el

comportamiento de las seriesde la tasade ahorroprivado no pareceser

el resultado de un procesodesustituciónentreahorrode las familiasy de

las empresas,sino que puedeserexplicadopor unarespuestadistintadefamilias y empresas ante el ciclo.

Porotraparte, la hipótesisdeequivalenciaricardianapostulaquelos agentesdescuentanlos futuros impuestosimplícitos en la deuda,de

maneraque los efectosreales(sobreel consuno,el ahorro, los tipos de

interés...) de la emisióndedeudano difieren de los quesederivande las

empresas.En otraspalabras,se consideraque el déficit público es una

variableirrelevanteparalas decisionesde los consumidoresenel sentidodequedeudae impuestossonequivalentes.El razonamientoquesubyace

en esteplanteamientoes quelos déficit públicossólo retrasanel pagode

impuestosy dado que el momento del pago no afecta a la restricción

44

presupuestariaintertemporal del individuo, no puede afectar a sus

decisiones de consumo.

Las restricciones que deben imponerse para que el resultado de

neutralidad de la deudasemantengasonmuchasy con una probabilidad

alta de que no se observenen la práctica. En concreto, el horizonte devida finito que cabeesperarparalos consumidorespuedeconstituir una

limitación, aunque la posibilidad de transferencias patrimoniales

intergeneracionales,a partir de las herencias, permite emular la

característicadehorizonteinfinito queserequiereparala satisfacciónde

estahipótesisde comportamiento.Sinembargo,la incertidumbresobreelhorizonte temporalde vida y la ausenciadealtruismo conducende nuevo

a que la equivalenciaricardianano se mantenga.El papel desempeñado

por las restriccionesde liquidez tambiénpuedeserdeterminanteya que

no sepuedeproducirla asignaciónintertemporaldel consumodeseada.La

existenciade impuestosdistorsionadoresque tienen costesde eficiencia

afectaráa la recaudaciónpotencialalterandola restricciónintertemporal

del sectorpúblico. Por último, también se ha señaladoel papel que la

incertidumbresobre las rentasy los impuestosfuturos puedeteneralcomportartipos de descuentomayoresparalos impuestosfuturos.

Los contrastes realizados sobre la hipótesis ricardiana son

relativamentecuantiososy variadosya queabarcandesdelas que tienen

en cuenta las implicaciones que se derivan de su satisfacciónpara elcomportamientodeotrasvariables,como lasquesedesarrollanenel marco

del consumo,y que incluyen tanto las formulacionesde la ecuaciónde

Euler como las estimacionesde unafunción de consumo.

Los resultadosobtenidosenesteáreano sonconcluyentese incluso

las revisiones relativamenterecientes realizadassobre este tema no

parecen coincidir en su valoración. Parece, sin embargo, que las

contrastacionesempíricasrealizadasdentrodel marcode la estimaciónde

unaecuaciónde Eulerapoyanla hipótesisricardiana,tantoen la economiaamericana como en las demás economíasanalizadas. Los contrastes

efectuadosbajola estimacióndeunafunción deconsumo,incluyendocomo

regresoreslas variablesdel sectorpúblico parecenmáscontrovertidas.

El problema de la falta de estacionariedaden las series utilizadas es

45

abordado en muchos casos a partir de la estimación en primeras

diferencias, lo que limita sensiblementela capacidadexplicativa de losresultados obtenidos, ya que sólo se obtiene la respuestaa corto.

Asimismo, las técnicaeconométricasempleadasno sonen todos los casoslas másadecuadasparala especificaciónelegida. Se han señaladootros

factores que pueden explicar la falta de sintonía entre los distintostrabajosempíricosrealizados.

Cabeseñalarquela mayorpartede los trabajosempíricossobrelas

doshipótesisdesustituciónsehadesarrolladoconseriestemporalesy condatospara la economíanorteamericana.Son muy escasos,todavía, los

trabajosaplicadosa otraseconomíasy todavíamás difíciles de encontrar

los que utilizan datos de panel. Asimismo, la contrastaciónde ambas

hipótesisde comportamientoen un marcocomún que permitasepararla

aportaciónde cadauna de ellasal resultadoobtenidoseha abordadoenmuy pocostrabajos.Porúltimo, la consideracióndinámicadelanálisis, en

un marcocomo el del ahorrodondepareceque la consideracióntemporalesrelevante,ha merecidoescasaatención.

46

II

UN CONTRASTESENCILLO DELA HIPÓTESIS DE SUSTITUCIÓN

EN EL AHORRO

11.1. Estabilidad y sustitución

La tasa de ahorro de la mayoría de los paises industrializados ha

disminuido de formaapreciableen las dosúltimas décadas,evoluciónqueha generadocierta preocupaciónen algunospaíses,fundamentadaen laposibilidad de que el ahorro sea insuficiente y se constituya en una

restriccióna la inversión. La caídaen la tasadeahorronacionalhavenido

acompañadaporun apreciableaumentoenlos déficit presupuestarios,quehareavivadoel debatesobrela posibledependenciadel ahorro del sector

privado en relación al público. Asimismo, la observaciónde que, en

cambio, la tasa de ahorro privado se ha mantenido más estable en este

mismoperiodopareceestaren consonanciaconla hipótesisde quefamilias

y empresasconsolidan sus cuentas, de manera que rasgan el velosocietario.

Este capítulo se propone contrastarsi el comportamientode las

seriesde ahorroagregadoes compatiblecon la existenciade movimientos

compensatoriosentresusdistintoscomponentes.En concreto,a partir de

la caracterización de las series de ahorro se intentará obtener

conclusionessobrela posibilidad de que las familias tenganen cuentala

actuacióndel gobierno y de las empresasa la hora de adoptar sus

decisionesde ahorro.

Una forma muy simple de formular la hipótesis de sustitución

perfectaentreahorro público y privado, y que es la que configura elmarcodeanálisispropuesto,seriaconsiderarquela relaciónentreahorro

nacional y renta nacional es constante a lo largo del tiempo. Esta

formulaciónestaríaen consonanciacon la hipótesisde ultrarracionalidad

de David y Scadding(1974),quepostulaquelas familiaspuedenteneren

cuentael ahorro de las empresasy del sectorpúblico cuandotoman sus

47

decisiones de ahorro y de consumo, lo que implica que cambios en el

ahorroempresarialy/o público seráncompensadosuno a unopor elsector

familias. En el trabajo de David y Scadding(1974) seafirmaqueuna tasa

de ahorronacionalconstantepodríatomarsecomo evidenciaen favor de

esta hipótesis de ultrarracionalidad<’~. En este sentido, se considera

que existe un nivel de ahorro en relación a la renta nacionalque losagentes económicos consideran adecuado, de manera que actúan

compensatoriarmente con el objetivo de alcanzarlo.

Dentro de este mismoenfoque,podríapensarseen la posibilidadde

que, aunque la tasa de ahorro nacional no fuera constante,podría darseel casode que cuandoestaratio sufre shocksque la alejan de su valor

normal, acabavolviendo a él al cabo del tiempo. Estaseríauna relación

másdébil entrelas dosvariables, compatibletambiéncon el postuladode

la sustituciónperfecta.Es precisamenteestaconcepcióndeestabilidadde

la tasade ahorrola que seconsideray analizaen estecapítulo.

De forma similar sepodríaformularla hipótesisdeausenciadevelo

societario -que las familias incorporan la rentade las empresasen su

conjuntode informaciónrelevante-a partir de la constanciaen la relación

entreahorro privado y rentanacional, lo que ha venido a denominarse

“ley de Denison”(2)• En estemarco, es irrelevante el papel del sector

público sobrelas decisionesdeahorrode las familias. Si la tasadeahorroprivado en relacióna la rentanacionalsemueveentorno a una constante

a lo largo del tiempo, con independenciade la distribución de estarenta

entre los sectoresfamiliar y empresarial,entoncescabepensarque la

decisiónde ahorrarsetoma a nivel del conjuntodel sectorprivado. Por

tanto, cabría inferir que las decisionesde las empresasen materia debeneficiosno distribuidosno sonindependientesde las decisionesde las

familias en cuantoa posponerconsumo.

En los trabajospioneros en los que se propone esteenfoque, el

~ La hipótesis de ultrarracionalidad está en consonanciacon el

enfoqueconsolidadodeKormendi(1983)y queseanalizaenel capítuloIV.

(2) VéaseDenison(1958).

48

análisis de la constancia en la relación entre ahorro y renta se formula

como un contraste de Chow (David y Scadding (1974), Glennon(1985)).

Estecontrasteimplica que las seriesson estacionariasen los dos o más

períodosque se estánconsiderandoe impone la restricción de que lavarianza de las perturbacioneses la misma en todos los períodos

considerados.El contrasteaquípropuestopostulaun modelomásgeneral

que no imponeningunarestriccióna priori.

Es importanteseñalarque la estabilidadde las distintas tasasde

ahorroque seproponeanalizarno esel resultadode unaspropensiones

al ahorro constantes, ni de una distribución estable delproductoentrelos

sectores público y privado, y en este último de una constante división de

la rentaentreempresasy familias. En realidad,en la mayoríade paises

de la ComunidadEuropeaseha producidouncambioen la composicióndelahorro privado, que ha significado una reducción del familiar y un

aumento del empresarial.La constanciaen el componenteprivado del

ahorronacionalimplicaríaquelos propietariosde la riqueza,por la razón

que fuere, actúancomo si los componentesdel ahorro fueran sustitutos

perfectos. Asimismo, también se ha observadoen estos paísesque la

distribución de la renta entre el sector público y el privado haexperimentado variaciones importantes.

Las principales aportaciones de este capítulo radican, por una

parte, en la aplicación de los contrastes de estacionariedad en este marco

de análisis, y por otra, en el examen de las hipótesisdeultrarracionalidady de ausencia de velo societario utilizando un panelde datos. En Gulley

(1990) puede encontrarseun análisis similar, aplicado a datos de la

economíanorteamericana,mientras queen Argimón (1992) sepresentan

resultados de un contraste de estacionariedad, referidos a series

individualesdeahorronacional,público y privado, condatosde la OCDE.

Aquí se utilizan las series de Contabilidad Nacional que proporcionaEurostat,y queincluye informaciónparaoncepaísesdela Comunidad(sin

Luxemburgo)parael período1960-94.

Este capitulo se estructura de la siguiente manera. El segundo

epígrafe se propone explicar la metodologíaempleadapara analizar la

evolucióndel conjuntoy de los distintoscomponentesdel ahorronacional

49

enrelacióna la RentaNacional. Esteanálisispermite,no sólo caracterizar

estadisticamenteestas series, sino también, contrastarde forma muy

primaria la existencia de movimientos compensatoriosentre el ahorrofamiliar, empresarialy público. Concretamente,se define el contraste

ADF de raíz unitaria, donde la hipótesis nula es la ausencia de

estacionariedad,el de cambio de media frente a la alternativa de raíz

unitaria y el de integración de orden superior a la unidad como unaextensióndel ADF. Finalmente, se resumeel contrastedesarrolladoen

Leybourney McCabe (1994) cuya hipótesis nula es la estacionariedad.

Seguidamente,en el epígrafe11.3, sepresentanlos resultadosobtenidos

primeropara las seriesindividuales en todos los contrastesy después

paralas seriestratadas como una base de datosde corte longitudinal,exclusivamenteparael contrasteADF, siguiendoel trabajodeLeviny Lin

(1992).En particular, enesteúltimo casoseoptaporespecificardistintos

modelosqueseestimanparala realizacióndel testy queimplican distintos

supuestossobrelasrelacionesentrelos paisesincluidos en la muestra.Se

termina con un conjuntode conclusiones.

11.2. Metodología

11.2.1. El contrasteADF de raíz unitaria.

Unade las formasde caracterizarunaserie, queaquíesde interés

por su aplicación al análisis de las hipótesis de comportamientoque seestáncontrastando,es determinarsu nivel de integración. Paraello se

formula un contrastede raíz unitaria que nos permite conocercuantas

vecesdebediferenciarseuna serieparaser estacionaria,es decir, que

nos permitedeterminarsu orden de integración.

En la medidaqueuna serieno tengauna raíz unitaria, (es decir,seaestacionaria,1(0)) si sufreun shockque la aleja de su valor medio,

volveráa él tardeo temprano.Sin embargo,si tieneunaraízunitaria, (es

decir, es integrada de orden 1, 1(1)), entonces no tiene ningunatendenciaa recuperarestosniveles medios. Si éstefuera el casoen el

áreaquenosocupa,la reducciónobservadaen las tasasdeahorrode los

50

paísesindustrializadosseríade carácterpermanente.En cambio, si las

series fueran estacionaríascabria esperar que las tasas de ahorro

volvieran a aumentary recuperaranpaulatinamentesusvaloresnormales

máselevados,quesehabíanobservadoen los sesenta.

El primer contrastede raíz unitaria propuestoen estetrabajo, elmás extendido en el trabajo empírico, es el denominadoDickey-Fuller

Aumentado(ADE) (Díckey y F’uller (1979, 1981)Y~>. Se formula como

una regresióncuyaexpresióngeneralvienerecogidapor la ecuación:

It

Ax~ =a+8x~ + Sy1Ax~1 + et t = 1 T (11.1)1. ‘=1

donde áx~ = x~-x~1, siendo x~ la serie en la que seestácontrastandola

presenciade una raíz unitaria y k es el número de retardosnecesarios

para garantizarque los residuosde la regresiónsonruido blanco. Es eltest de raíz unitaria más simple que es válido ante la presenciade

correlaciónserial de formadesconocidaen los residuos.

La hipótesisnula de que la serie sigueun procesoautorregresivo

AR(1) con coeficienteunitario, esdecir, quees integradadeordenuno,

puedeverse como una hipótesis de ausenciade estacionariedad.En la

nula, 13=0 y por lo tanto el contraste se reduce a determinar la

significatividad estadísticade 8. Se podría incluir, asimismo, en el

contrastede raíz unitaria una tendenciacomo regresor,que recogeríala

posibilidad de que la seriefueracrecienteo decrecienteen el tiempo. Sin

embargo>en estecontextono parecemuyadecuadasuinclusión ya quela

tasade ahorropuedeconsiderarseacotadapor la unidad.

Estecontrasteno tieneunadistribuciónestándary parlo tanto, el

estadístico t que debe emplearseno es el habitual. Para las series

individuales, seha optadoaquípor utilizar los valorescríticos recogidos

en McKinnon (1991), dondese presentanresultadosde este contraste

parapequeñasmuestrasy, enconcreto,paradistintostamañosmuestrales

(3) En Banerjee,Dolado,Galbraithy Hendry(1993)puedeencontrarseunarevisión y análisisde los principalesresultadosdentrodel áreade lano estacionariedad.

51

parauna únicaserie.

Los trabajosen el áreade raícesunitarias con datos de panelsontodavía muy escasos(véanseLevin y Lin (1992),Quah(1993)y Breitung

y Meyer (1994)). Por una parte, los supuestosque posibilitan laaplicacióndel contrasteADF modificadoy propuestoporBreitungy Meyer

no resultanmuy apropiadosparabasesde datosen las que la dimensión

temporaltiene la misma o mayororden de magnitudque la dimensiónde

seccióncruzada.Encambio,el análisisdesarrolladoenLeviny Lin (1992)

resultarelevanteparapanelesde tamañomoderado,es decir, de pocos

individuos -entre 10 y 250- y con un númerolimitado de observaciones

temporales-entre25 y 250-, similar al quesedisponeaquí. En el trabajo

de Levin y Lin sepresentan,parapanelescompletos,valorescríticosdelcontrasteADE tradicional de raíz unitaria, obtenidoscon métodosde

Monte Carlo para determinar las propiedadesde muestrasfinitas”~,

tantoparaun modeloconconstanteúnicacomoparaun modelocon efectos

fijos, individuales. Se recogenestos valores para distintos tamaños

muestrales,teniendoen cuentaque, al ser datos de panel, los valores

críticosdel testdependentanto dela dimensióntemporalcomo delnúmerode individuos de la muestra. En el caso de paneles incompletos, todavía no

se tienen resultadostabulados,por lo que no esposibleaplicarleseste

contraste.

11.2.2. Contrastede cambiode media

Uno de los principalesproblemascon los contrastesderaízunitaria

es quesonmuy sensiblesal supuestode queel procesogeneradorde los

datosha sido establea lo largo del períodomuestral.En Perron(1989)se

4> En Leviny Un (1992)sedesarrollanlaspropiedadesasintóticasdelos contrastesde raíz unitaria con datosde panel.Se muestraqueen elcasode residuosud, el estadísticot de la raíz unitaria convergehaciaN(0, 1). Debido a la presenciade la raíz unitaria, la convergenciatienelugarmásrápidamentesi el númerode períodostemporalescrecequesi elnúmerode individuos crece. En el casode efectosfijos individualeso decorrelaciónserial en los residuos, el estadísticot de la raíz unitariadiverge,pero, enamboscasos,unatransformaciónsimpledel estadísticot convergehaciaN(0,1).

52

muestraque la potencia de los contrastesde raíz unitaria se reduce

dramáticamentesi el nivel y/o la tendenciade una serie seha modificadoexógenamenteen algún momentodel período muestral.Aunque la serie

puedeserverdaderamenteestacionariaen cadaunade las dospartesde

la muestra,podríaserprácticamenteimposiblerechazarla nuladequese

trata de un procesointegradode ordenuno (1(1)).

En Perron (1990) se propone un contraste de raíz unitaria

condicional a cambiosexógenosen el nivel o la tendencia. Se puede

formular de forma similar al test ADF incluyendouna o varias variables

artificiales (y una tendencia,si sedesea)quepermitana la constante(a

la tendenciao a ambas)cambiaren un momentodadodel tiempo.

La distribuciónasintóticadeestostestno esla mismaqueenel caso

anterior. En realidad,el valor crítico dependede lasvariablesartificiales

incluidas y en qué momento de la muestratiene lugar la ruptura. En

Perron (1990) puedeencontraseuna tabulaciónde los valores críticos

asintóticosparadistintospuntos de ruptura.

En los gráficos 11.1 a 11.11 se recogela evolución de la tasa de

ahorro nacional y sus componentespara los distintos países de la

ComunidadEuropeaen el período1960-94. De su observaciónse deduce

que las series de ahorro para los distintos países pueden estarcaracterizadaspor la presenciade dosperíodosdiferenciados,con tasas

máselevadasen el primer períodoque en el segundo.La existenciade

este cambio estructural de carácter exógeno podría justificarse por

factores de índole económica, como podría ser la segundacrisis del

petróleoo la liberalizaciónde losmercadosfinancieros,o bienporfactoresinstitucionales,queaquíno sevana analizar.

El contrastepropuestopermitiríadeterminarsi sehaproducidoun

cambio en el nivel medio de la serie en un momentodado del tiempo, que

haría factible considerarla existenciade dosperíodos,o bien si es más

adecuadoconsiderarqueseestáproduciendounareducciónpaulatinay

persistenteen estavariable. En el primer caso, el ahorrode un paísse

habría estabilizadoen estenuevo nivel más reducido, y en el segundocabría esperarque siguiera reduciéndoseo bien que la recuperación

53

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JOoJOoz“Oxxo“O

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—E:

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1a—11111111O

iniciadafuerasignificativa y no permitierahablardeformaprecisade dos

períodosdiferenciados.

Por lo tanto, en estecasoel contrastese efectuaríade nuevo, apartir deunaregresiónsimilar a la queseformulaparael testADE, cuya

expresióngeneralsería:

It

= a0 4~ a~D + Bxt.í + SyAx~1 + et i 1... .T (11.2)I.—1

donde, de nuevo, k es el número de retardosque garantizanque losresiduosson ruido blancoy D esuna variableartificial que toma valor 1

paralos primerosañosde la muestra(elprimerperíodo)y valor O paralos

restantesaños (el segundoperíodo).

Si no hay cambio de media, (11=0, de tal maneraque si sepuederechazarque ~=O,a + a~esla mediadelprimersubperíodoya0, la media

odel segundo.La significatividadestadísticadel coeficientefi determinará

el ordende integraciónde la serie: si no sepuederechazar130, entonces

la tasade ahorro no es 1(0), no es estacionariay deberíamoshablar detendenciaa la baja. Si 13 * 0, entoncespodríamoshablarde caiday, según

si a esono significativamentedistinto de cero, de dosperíodos.1

11.2.3. Contrastede integraciónde ordensuperiora 1

Si no puederechazarsela hipótesisnula de que 13 = 0, el siguiente

pasoseríacontrastarsi esun procesointegradodeordensuperiora uno,

por lo quedebeefectuarseel contrastede raíz unitaria sobrela serieenAcntlprimeras dn~tcn~ias. ~ste contraste se for—”~ An ?n~w~o no nlLAttfl~ ~ & ~,t xxxtt A~ Att

efectuado para determinar si una serie en niveles es estacionaria. En la

medida que se considereque la serie original no tiene deriva, no se

incluirá una constanteen la regresión.En concreto,deberáestimarsela

ecuación:

donde A2x¿áx~-Ax~

1. Si AtO, entonces, la serie es integrada de orden

uno. En cambio,si no puederechazarsela hipótesisdequeA0, entonces

no se habrá logrado caracterizar a la serie y deberá procederse a

54

It

A2x~ = AAx~~ + Ey1A

2x,,,4 + e~ t = 1. x~ .T (11.1’)

4=1

considerar órdenes superiores de integración. La mayoría de series

económicas o biensonestacionariaso bienlo essu tasade crecimiento,y

cabeesperarquelas tasasdeahorrotambiéntenganestecomportamiento.

En cualquier caso, la formulación del contrastese efectuaríade forma

idénticaa como seha hechoparala integraciónde ordenuno.

11.2.4. Un contrastealternativode la hipótesisde estacionariedad

Con el objetivo deevaluarla robustezde los resultadosquepueden

obtenerseconel testADF paralasseriesindividuales, seproponerealizar

un contrasteadicional desarrolladoen Leybourney McCabe (1994). Laprincipal diferencia con el anterior test es que la hipótesis nula es la

estacionariedady la alternativa, la presenciade una raíz unitaria.

Estecontrastesecaracterizaporquedescribelas serieseconómicas

como ARMA (p,1l), es decir, permitiendo no sólo la existenciade un

procesoautorregresivosino la inclusióndeunamediamóvil deordenuno.

Tal inclusión sejustifica ya que ha venidoseñalándoseque el contraste

ADF tiende a rechazarla nula de no estacionariedadcuandolas seriescontienenun importantecomponentede mediamóvil (Molinas (1986)).

El modelosubyacenteenestecontrastesuponequela seriex,~ puede

descomponerseen una parteautorregresiva,en un residuoestacionario

y en uno no estacionario.Si la varianzadel último dc estoscomponcntcs

es cero, entoncessedice que x~ esestacionaria.En el apéndiceII puede

encontrarseuna breve descripciónde la formulación y desarrollo del

contraste.

En cualquier caso, el hecho de rechazarel supuestode que una

serie de ahorro nacional (privado) es 1(0) sólo puede tomarsecomo

evidenciaparcial de que la sustituciónuno a uno entreahorro público y

55

privado(ahorrode las familiasy de las empresas>no seproduce.Porotra

parte, el hecho de que la serie de ahorro nacional (privado) sea

estacionariapuedeser consecuenciade que lo sean tanto la serie de

ahorropúblico comola deprivado (la de familiasy la de empresas)o bienporque ambas series no siendo estacionarias, estén cointegradas; es

decir, exista una relación de equilibrio a largo plazo entre ellas. Dado que

los resultadosobtenidosno hacennecesariorealizarestetipo deanálisis,no sevan a abordarestascuestionesaqui~5~.

La determinacióndel ordende integraciónde las distintasseriesde

ahorro constituye una forma meramenteexploratoria y preliminar de

contrastarestashipótesiscomplejasde comportamiento,tantopor lo que

serefiere a la hipótesisde ultrarracionalidad,como por lo que respectaa la presenciao ausenciade velo societario,Por lo tanto, los resultados

debentomarsecon muchacautela,y másteniendoen cuentaquelas series

disponiblesson relativamentecortas~6>.

11.3. Resultadosempíricos

En esteepígrafesepresentanlos resultadosempíricosobtenidosa

partir de la aplicaciónde la metodologíaqueseha descritoenel epígrafe

anterior. Ante todo, debe señalarseque se presentandos tipos deresultados: los obtenidos con series individuales y los obtenidos con

panelescompletos,donde el número de observacionestemporaleses el

mismo para todos y cada uno de los países. Estos distintos enfoques

puedenconstituir, de algunamanera,un contrastesobrela robustezde

los resultados.

(5) En Banerjee et al. (1993) puedeencontrarseuna revisión del

conceptode cointegracióny de susprincipalesimplicaciones.

(6> Debesubrayarseel hechodequelos valorescríticosutilizadospara

el contrasteADF procedende los trabajosde McKinnon (1991) y Levin yLin (1992) que los calculanparael reducidotamañomuestralqueaquíseutiliza, tantoparalas seriesindividualescomoparael panelcompleto.Encambio, los valoresparael contrastede cambiode mediaasí como el deestacionariedadde Leybourney McCabesonasintóticos.

56

11.3.1. Datos

Las seriesdisponiblesprovienende la ContabilidadNacionalde los

distintos paísesde la Comunidad, que recoge la Comisión EconómicaEuropea y que difunde Eurostat a través de CRONOS<7>.

La información disponible para cada país tanto en cuanto a período

muestralcomo en cuantoanivel dedesagregaciónpor sectoresseresumeen el cuadroII . 1 y sepresentadetalladaen los cuadrosdel apéndice1 de

datosy en los gráficos 11.1 a 11.11.

Se ha venidodiscutiendoampliamenteen la literatura la necesidadde depurar los datosofrecidospor la ContabilidadNacional, ya que se

consideraqueestecriterio de contabilizaciónno reflejaadecuadamenteel

conceptode ahorrorelevante(Bladesy Sturm (1982), Summersy Carroll(1987), Modigliani (1990)). En concreto, seproponeque seanalicenlos

datos netos y no los brutos, especialmente dado que la participaciónde la

depreciación en el productoha crecidodeformaimportanteen los últimos

años, debido seguramente al desplazamiento en la composición del capital

hacia inversiones de plazo más corto. Esta defensade los datos entérminos netos se realiza a pesar de los errores que, con gran

<~> En concreto,lasseriesdeContabilidadNacionalutilizadasalo largodel trabajo incluyen el desglosede las cuentasnacionalespor sectoresinstitucionales y las cuentasde las AdministracionesPúblicas. LasCuentasNacionalesconmetodologíaSEC y detalladaspor sectorespuedenencontrarseensoportedepapelen Eurostat (1992>parael período1970-1988.

Las seriesde ContabilidadNacionalconmetodologiaSEC/ESAestándisponibles exclusivamente desde 1960 para las principalesmacromagnitudesy no paratodos los paísesde la Comunidad,ni con elmismonivel de desagregaciónentreellos, y llegan hasta1994. La OCDEtambiénproporcionaserieslargasparaestasvariablesparacadauno desus paisesmiembros (véaseRicardo (1993) parauna recopilaciónde losmismosparaelperíodo1960-91paralospaísesde la CE), perono presentaunadesagregaciónpor sectores.En la medidaque el análisis estructuralrequieredisponerde informacióndetalladaparalas familias, empresasysectorpúblico, parecemásadecuadoutilizar unabasede datosúnica, enla que puedan integraseesteenfoquemásestadísticoconel enfoquemásestructural, lo que implica usar la información desde 1970,exclusivamente.

57

CUADRO 11.1. INFORNACIÓN DISPONIBLE POR SECTORES

Nacional Público/Privado Familias/empresas

República Federal Alemana 1960—94 1960—94 1970—94

Francia 1960—94 1960—94 1970—94

Italia 1960—94 1960—94 1970—94

Países Bajos 1960—94 1960—94 1970—94

Bélgica 1960—94 1960—94 1970—94

Reino Unido 1960—94 1960—94 1970—94

Irlanda 1960—94 1960—94 N.D.

Dinamarca 1960—94 1960—94 1981—92

Grecia 1960—94 1960—94 N.D.

Portugal 1960—94 1960—94 N.D.

España 1960—94 1970—94 1980—94

Número de observaciones

Total 385 375 177

Panel completo 1960—94 385 350 150

4ota: Los períodos subrayados son los incompletos.

tD.: No disnonib]e.

probabilidad, seproducenen el cálculode la depreciación.Asimismo, sehavenidoabogandoporunacorrecciónde los efectosde la inflación sobrela composición del ahorro y concretamentesobresu distribución entre

sector público y privado. Dado que el sector privado en su conjunto esacreedor neto del sectorpúblico, seproponeque los datosdeahorrodel

conjunto de administraciones públicas se corrijan, añadiéndole el valor de

la tasa de inflación multiplicada por la deuda en manos privadas,

(Modigliani (1990))y queesemismovalorsededuzcadelahorrodel sector

privado. Asimismo, se ha señaladola necesidadde corregir las cifras

oficialesdeahorroporlas gananciasy pérdidasdecapital,porel consumo

de bienes de consumo duradero, por el volumen de cotizacionesa la

Seguridad Social y por los planes de pensiones (Summers y Carroll

(1987>).

En este trabajo no se tienen en cuenta estasposiblescorrecciones

y seutilizan exclusivamentelas definicionesquela ContabilidadNacional

ofrece del ahorro de cadasector. Asimismo, sólo se consideranestasvariables en términos brutos ya que el interés no está centradoen el

nivel, sino en las relacionesque existenentreellas, y especialmenteel

papelqueel sectorpúblico puededesempeñaren su evolución.

Unasomerapresentaciónde los datosdisponibles,en la quefiguran

las principalescaracterísticasestadísticasde las distintas seriespuedeayudara dibujar los grandesrasgosquedefinenla evolucióndel ahorro

en los paísesconsiderados.

En el Cuadro 11,2 se presentanlas mediasy los coeficientesdevariación (desviaciónestándar/media)del ahorro nacionalbruto y sus

componentesen relación a la RentaNacional Bruta Disponible (RNBD)

parael período1960-94,en los oncepaísesde la Comunidadparalos que

se dispone de información desagregadaentre sectorpúblico y privado

paraesteconjuntodeaños(todosexceptoLuxemburgo).Unacomparaciónentre los coeficientes de variación de las series agregadas(ahorro

nacionaly privado) versuslos de las desagregadas(privado y público,

por un lado, y familias y empresarial,por otro) puede constituir una

primera aproximacióna la cuestiónde si se produceo no sustituibilidadentre los componentesdel ahorro.

58

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1u.9.444a>ooII

Estos estadísticosseñalanuna menor estabilidaden el agregado

nacional queen el ahorroprivado -con la excepciónde Irlanda dondeel

ahorro nacional presentaun coeficientede variación menor que el delcomponenteprivado-, pero mayorque en el componentepúblico. En la

mayoríadelos casos,elcuadradodelcoeficientedevariacióndelagregado

nacionalesinferior a la sumaponderadadel cuadradode los coeficientes

correspondientesdel sectorpúblico y del sectorprivado-diferencia que

se recoge bajo la fila donde figura la expresión coy por ser una

aproximacióna la covarianza-lo quepuedereflejar queseproducecierta

compensaciónentre ambos componentes<8.Asimismo, se observa que

paralos sietepaisesparalos quesedisponede información,el coeficiente

de variación del ahorroprivado esinferior al del ahorrode las familias yde las empresas,lo que refleja una mayor estabilidaden el agregadodel

sectorprivado que en el de suscomponentesque puedeser debido a la

existencia de movimientos compensatoriosentre ambos sectores. El

agregadodel sector privado aparececomo el más estableen todos los

paísesy, en cualquiercaso, presentaun menor gradode dispersiónquesus componentesfamiliar y empresarial. Asimismo, del cuadro se

desprendeque el ahorro empresarial y el familiar presentan unos

coeficientesdevariaciónrelativamentesimilares, lo quepuedereflejar que

no es ninguno de estos sectoresen especialel que debe considerarse

principal inductor de los cambiosobservadosen el ahorroprivado.

8) Cabeseñalarquesi cv y sonel coeficientede variacióny lamedia de x+y, respectivamenVd:

cvt1, — var(x+y) — var(x) + var(y) + 2cov(x,y) —

[cix + (1 ~a)~12

var(x> x + var(y) - y + 2 cov(x+y

)

+ [(al + (1 —a)~) 3’ [al + (1 —a)~]’x [(al (1-a)~fl’ y

2 2< 2= cv~ + cvy 4-y)’ + 2cov(x,y)

___ 2(x (x +y)

59

Portanto, deestosestadísticoscabriainferir, por unaparte,que,

dado que el ahorro nacional es más inestable que el privado (aunquemucho menos que el público), no parece que se puedasatisfacer la

hipótesisdeultrarracionalidadensentidoabsoluto- Lasvariacionesenelahorroprivadoy enel público no parecequesecompensencompletamente

la unaa la otra, sino solo parcialmenteya quepartede la variabilidaddelsectorpúblico no esabsorbidapor el sectorprivado y setrasladaasí al

agregado,por lo quepuedehablarsedeciertarespuesta.En cambio, dadoqueen los sietecasosposibles,los componentesfamiliar y empresarialdel

ahorroenrelacióna larentanacionalsonmenosestablesqueestaratio del

sector privado en su conjunto, parece que hay movimientos

compensatoriosentreellos. Puedededucirse,por tanto, queempresasyfamiliastomansusdecisionesdeahorrodeforma conjunta,demaneraque

reducenla variabilidaddel agregado,como si rasgaranel velo societarioy, en cambio, se hacemás difícil afirmar algo parecidoen relacióna la

actuacióndel sectorpúblico.

11.3.2. Seriesindividuales

En el cuadro 11.3 se resumenlos principales resultadosde los

contrastesderaízunitariaobtenidosconlasseriesindividuales,definidas

como ahorro bruto en relación, todas ellas, a renta nacional bruta

disponible<S). El análisis se ha efectuado de forma secuencial,

empezandopor contrastar si las series son integradas, siendo laalternativala estacionariedadentorno a unaúnicamedia- Si no serechaza

estahipótesisbajoel testADF, sepasaa contrastarsi sonestacionariasentornoa dosmedias,eligiendocomoañosderuptura 1980y 1981, ya que

enestosañosse concentranla mayorpartede los cambiossufridospor las

economíaseuropeas.Por último, secontrastasi la seriees integradade

orden uno frente a orden dos- Esta forma de procederaunquepuede

favorecerla elecciónde la hipótesisde estacionariedadentorno a una o

dos medias frente a la de integración de orden uno (o superior a la

unidad), pareceadecuadodado el pequeñotamaño muestraldel que se

~ Los resultados econométricosdetallados se presentanen losCuadrosA2.1 a A2 3 como anexoa estecapitulo.

60

CUADRO 11.3.

E

ESTACIONARIEDAD SERIES DE AHORRO EN RELACIÓN A RENTA NACIONAL 1960-94

SE/ENED SP/liMEn SG/RNBD

AnT/Cambio Leybourne y ADF/Cambio Leybourne y ADF/Cambio Leybourne

de media HcCabe de media Hccabe de media McCaÉe(1) (2) <3) (4) <5) (6>

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República FederalAlemana

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Francia Ef 1980] 1 Ef 1980] 1 1 1

Italia E[1980J 1 1 1 1 1

Países Bajos T 1 E(1981] E 1 1

Bélgica T 1 1 1 1 1

Reino Unido Ef 1980] 1 E E 1 1

Irlanda 1 E E E 1 1

Dinamarca 1 1 E E EfiSEO] 1

Grecia E[1981] 1 E E EfSBO) 1

Portugal E E E E 1 1E

España (1970—94] 1 1 E[1980] E 1 1

Los países señalados con un asterisco no disponen de datos para ele (o todas> las series (ver cuadro 11.1 para intormación detallada>.

periodo completo para alguna

B~ Ahorro nacional bruto, SP: ahorro privado bruto, SG: ahorro público bruto, RNBD: rentaacional bruta disponible.

Serie estacionaria (integrada de orden cero (1(0>>. E[xx]: serie estacionaria en torno a dosedias, siendo xx el año de ruptura; 1: serie integrada de orden uno (1(1>).

favorecerla elecciónde la hipótesisde estacionariedaden torno a una o

dos medias frente a la de integración de orden uno (o superior a launidad), pareceadecuadodado el pequeñotamaño muestraldel que se

dispone.

En las columnasimparessepresentanlos resultadosobtenidosbajo

el testADF y en las pareslos obtenidosbajoel contrastedeLeybourney

McCabe.En elcuadro,E indica quela serieesestacionaria,(integradadeorden0, (1(0)), E(xx) queesestacionariaen torno a dosmedias,siendo

xx el año de ruptura e 1 que es integradade orden 1, (1(1)). Cabe

señalarque las diferenciasde resultadosentre ambosenfoquesno son

muchas,sobretodo si se tiene en cuentaqueel contrastede Leybourne

y iVIcCabe es de estacionariedaden tornoa unaúnicamediay por lo tanto

las seriescon dos medias,seclasificancomo 1(1) bajo estecriterio.

Se observa(columnas1 y 2) queseha encontradoevidencia,bajoalguno de los dos contrastesefectuados,de estacionariedaden torno a

una única media en las seriesde ahorronacionalde Irlanda y Portugal.

Las tasasdeahorronacionalde Francia,Italia, el ReinoUnido, y Grecia,por su parte, se muestrancomo estacionariasen torno a dosmedias(con

el añode ruptura en 1980paralos tres primerosy 1981 en Grecia) - Para

el resto de países,las seriessonintegradasde ordenuno. Los casosde

los paísesque pareceninclinarse por una estabilidad en torno a dos

niveles distintos, no respondena la ideade constanciaen el tiempo en el

ahorro nacional que podría adscribirsea la versión más fuerte de la

hipótesisde ultrarracionalidad- Sin embargo,si estecambiodenivel quese observaen la serie estuvieraexplicadopor factoresexternos, que

hubieranafectadoa todos los componentes(privado y público) y en la

misma dirección, pero no a las relacionesde dependenciaque existen

entre ellas, se podría estar satisfaciendola hipótesis de sustitución

perfecta.

Por lo que respectaa las seriesde ahorroprivado (columnas3 y 4

del Cuadro11.3) pareceque los resultadosdifieren sensiblementede los

obtenidosparaelahorronacional.En concreto,enochode los oncepaises

analizadosseencuentraevidenciadeestacionariedaden tornoa unaúnica

mediay en otro (Francia)en torno a dos, por lo que la Comunidadde los

61

oncepuedeversecomoun conjuntode paisescontasasdeahorroprivado

relativamenteestables.Por otra parte, debetenerseen cuenta que laserie españolatiene sólo veinticinco datos, por lo que, los resultados

debentomarsecon cierta cautelay, sobre todo, en la medidaque losobtenidos bajo el contraste ADF entran en contradicción con las

conclusionesalcanzadasbajo el contrastede Leybourney McCabe (como

tambiénocurre en el caso de los PaisesBajos). Por su parte, Italia y

Bélgicamuestrande forma clara quesu ahorro privado no es estable.

La quintay sextacolumnasdelcuadroII .3 presentanlos resultadosobtenidossobreel ordende integraciónde las seriesdeahorropúblico en

relacióna la RNBD. Tal como se observa,en prácticamenteningún país

estaseriesemuestracomoestacionaria,resultadoqueno sorprendesi se

tieneen cuentalos importantesdéficit públicosalcanzadospor los países

de la Comunidadenesteperíodo. Las únicasexcepcioneslas constituyen

Dinamarca y Grecia, para los que se encuentra evidencia de

estacionariedaden torno a dos medias.

En resumen,los resultadosdeestacionariedaden torno a unaúnica

mediade las seriesde ahorronacionalde Portugale Irlanda, y en torno

a dos mediasde Francia, Italia, Reino Unido y Greciaparecenindicar lasatisfacciónde la hipótesisdeultrarracionalidadenestospaises(deforma

clara en los dos primeros y más discutible en los cuatro restantes).A

pesardelos cambiosproducidosen lasparticipacionesrelativasdelsectorpúblico y del sectorprivado en la rentanacional, que han comportado

oscilaciones significativas a lo largo de este período, los agentes

económicosdel sectorprivado parecenhaberadoptadosus decisionesde

ahorroteniendoen cuentalas del sectorpúblico - Puedeargumentarseque

en estospaísesexisteun nivel deahorrodeseablepor estosagentes,que

actúande formaqueseaposiblealcanzarlo,tanto a partir de suvoto, que

incide sobre lo que ocurre en el sectorpúblico, como a partir de sus

decisionescomo empresariosy consumidores.En cambio> en el resto depaíses(Alemania,PaisesBajos, Bélgica,Dinamarcay España)laausencia

de estacionariedadobservadaen las series de ahorro nacionalparece

reflejar quelos consumidoresno secomportansiguiendolos postuladosde

la hipótesis de ultrarracionalidad. En estos paises, las decisionesdeahorro adoptadaspor el sector privado en su conjunto no parecen

62

compensarde forma total los cambiosque se producenen el ahorro del

sectorpúblico. La metodologíaempleadasólo permite determinarsi los

cambiosen el sectorpúblico se contraponenuno a uno con cambiosen el

sector privado. El rechazo de esta hipótesis de comportamientonopresuponela ausenciatotal de movimientoscompensatoriosentre ambos

sectores,pero para determinarsi estos se producense hacenecesario

abordarestacuestióndesdeunaperspectivadistinta.

Asimismo, con los resultadosobtenidos bajo este enfoque, la

hipótesis de que las familias rasganel velo societario parece que es

admisible para un conjunto amplio de países:Alemania, PaísesBajos,

Reino Unido, Irlanda, Dinamarca,Grecia, Portugaly Españasatisfacen

la ley de Denison,al mantenerconstantela relaciónentreahorroprivado

y renta nacional<)’O>. Aunque la tasa de ahorro del sector privado de

Francia, se muestratambiéncomo estable,su nivel ha cambiadoy por lotanto no es tan inmediatala interpretaciónde esteresultadodentro del

mareode estahipótesisde comportamiento.

En realidad, el hecho de que no puedarechazarsela hipótesisdeausenciade estacionariedaden las series de ahorro público, bajo el

contrasteADE, exceptoparaDinamarcay Grecia (y debarechazarsela

hipótesisde estacionariedad,bajo el contrastepropuestopor Laybourne

y MeCabeen todos los casos)puedetomarsecomo evidenciade que elsectorpúblico no tieneun nivel deahorroal que tiendeen el largoplazo,

y queenestesentidopodríaconsiderarsecomoel deseadoporestesector.

En cambio, la estabilidadencontradaen el ahorro del sectorprivado en

estospaisesparecereflejar el deseode alcanzarun determinadonivel deahorro por parte de los agentes privados en relación al potencial

productivodel país, independientementede si son las familias o bien las

empresaslas que efectivamenterealizanesteahorro.

En conclusión,los consumidoresde Portugale Irlandapareceque

90) Estosresultadoscontrastancon los de Glennon(1985),dondetras

aplicarun test deChowal período1970-76y 1977-82concluyequeFranciaesestabley Gran Bretañay la RepúblicaFederalAlemanano lo son. Lasdiferencias metodológicasy el distinto período pueden explicar estasdiferencias.

63

sector privado- El rechazo de esta hipótesis de comportamientono

presuponela ausenciatotal de movimientoscompensatoriosentreambos

sectores,pero para determinarsi estosseproducense hacenecesarioabordarestacuestióndesdeuna perspectivadistinta.

Asimismo, con los resultados obtenidos bajo este enfoque, lahipótesis de que las familias rasgan el velo societario pareceque es

admisible para un conjunto amplio de países:Alemania, PaísesBajos,

ReinoUnido, Irlanda, Dinamarca,Grecia, Portugaly Españasatisfacen

la ley de Denison,al mantenerconstantela relaciónentreahorroprivado

y renta nacional~0~.Aunque la tasa de ahorro del sectorprivado deFrancia,se muestratambiéncomo estable,su nivel ha cambiadoy por lo

tanto no es tan inmediatala interpretaciónde este resultadodentro del

marcode estahipótesisde comportamiento-

En realidad,el hecho de que no puedarechazarsela hipótesisde

ausenciade estacionariedaden las series de ahorro público, bajo el

contrasteADF, exceptoparaDinamarcay Grecia (y debarechazarsela

hipótesisde estacionariedad,bajoel contrastepropuestopor Laybourne

y McCabe en todos los casos)puedetomnarsecomo evidenciade que el

sectorpúblico no tieneun nivel deahorroal que tiendeenel largoplazo,

y queenestesentidopodríaconsiderarsecomoel deseadoporestesector.

En cambio, la estabilidadencontradaen el ahorro del sectorprivado enestospaísesparecereflejar el deseode alcanzarun determinadonivel de

ahorro por parte de los agentes privados en relación al potencial

productivodel país, independientementede si son las familias o bien las

empresaslas queefectivamenterealizanesteahorro.

En conclusión,los consumidoresde Portugale Irlandaparecequeno sólo rasganel velo societario sino que respondena la hipóteis de

ultrarracionalidaden su comportamiento,Francia,Reino Unido y Grecia

parecenresponderde forma similar, aun teniendo en cuenta que en

(10) Estosresultadoscontrastancon los deGlennon(1985),dondetras

aplicarun testdeChowal período1970-76y 1977-82concluyequeFranciaes establey GranBretañay la RepúblicaFederalAlemanano lo son- Lasdiferencias metodológicasy el distinto período puedenexplicar estasdiferencias.

63

1980-81tuvieron lugar unos cambiosque llevarona reconsiderarla tasa

deahorronacionaldeseada.En Italia tambiénseprodujo un cambioen su

tasade ahorronacionaldeseada,pero no pareceque sus consumidores

rasguenel velo societario, al contrario de lo que pareceocurrir enDinamarca- Por lo tanto, cabepensarqueel ahorrodelsectorempresarialesrelevanteparala adopciónde decisionesde ahorro del sectorfamilias

en todos los paisesde la Comunidadanalizados,exceptoItalia y Bélgica,

y el del sectorpúblico tambiénpareceincidir sobrelos consumidoresde

Francia, Italia, ReinoUnido, Grecia, Irlanda y Portugal.

11.3.3. Panelcompleto

La combinaciónde seriestemporalescon datosde seccióncruzada

empiezaa sermuy comúnen el análisisempírico,ya queesteconjuntode

informaciónpuedeproporcionarunavisión sobreel funcionamientode la

economíaque seríadifícil de obtenerde otra manera- La modelizaciónenestemarcodetrabajorequiereunasespecificacionesestocásticasdistintas

y unastécnicasde análisis diferentesa las utilizadashabitualmente.

Los resultadospresentadoshastaaquíhanpostuladoqueelanálisis

del comportamientode las distintas series de ahorro de los diferentespaísesdebíaefectuarsebajoel supuestodequelos coeficientesquedeben

estimarseson específicosa cadapaís, e independientesentre sí - Las

ventajas de tal enfoque son obvias pues considera las diferencias

individualesexplícitamentey permitecontrastar,sisedesea,la existencia

de patronescomunesde comportamiento- Sin embargo,tambiénpresentauna seriede inconvenientesquese derivan, no sólo del hechoque tenga

que estimarseun gran número de coeficientes,sino de la ausenciade

consideraciónde la posibilidadde interdependenciaentre los países.

En Leviny Lin (1992)sepresentaun análisisde laspropiedadesdel

contrastede raíz unitaria aplicadoa un panel de datos- Contiene unas

tablas de valores críticos del estadístico t para distintos tamaños

muestrales,tanto en el sentido longitudinal como en el temporal para

panelescompletos- La aplicacióndeestecontrasteal panelde paísesde la

Comunidadpermitirádilucidar si lasseriesconsideradassonestacionarias

64

o biensonintegradasdeordenunoen suconjunto, es decirsi el paneles

o no estacionario.

El conjuto de datos a considerarestarácompuestopor aquellos

paísesparalos quesedisponede seriesparael periodocompleto,lo que

implica no incluir España- Se contrastaráúnicamentesi el panelcompletoes estacionarioo integradode ordenuno y no se realizaráun análisisde

existenciade dos niveles en la serie, esto último por falta de valores

críticos adecuados-

Unaprimeraaproximacióna esteenfoqueintegrado,la constituiría

la formulación de un modelo de sistemade ecuacionesaparentementeno

relacionadas(SURE), que permite considerar la posibilidad de que

algunosfactoresno observables(incluidos enel términodeerror) puedan

afectara todos (o partede) los paísesal mismo tiempo, lo quedaríalugara la presencia de una covarianzacontemporáneano nula entre las

perturbacionesde dospaísesdistintos. Formalmente,y de formageneral

parael paísi en el tiempo t se tiene,

y11=B~ +B,1 2<2±+...+ ~ Xkít +u±~ (¡1.3>—fi +x’ 13 +u

—1—It It

donde x es el vector de las K-1 variables exógenas,I3~ es el vector—It

columnade K-1 coeficientesde regresióny ~ es el término constante-

Bajo el modelode regresiónindividual, como el utilizado paraobtenerlos

resultadospresentadosen el cuadro11.3, se suponeque

~-iid (0, a’)

En cambiobajo SURE, las hipótesissobrelas perturbacionesson

E(u±~)r0 Vi Vt

a si t=sji

E(u±~u~8 )O t*s

65

pudiéndosetambiénespecificaruna forma más restringida que vendría

implicadapor 13~ 13 ~—2± —2

Por lo tanto, este modelo tiene en cuenta, simultáneamente,losefectos individuales específicos y la posibilidad de existencia de

interdependenciacontemporáneaentre los distintospaises.Dadoque la

evoluciónde las economíasde los distintospaísesestáinterrelacionada,

parecerazonablesuponerqueexisteestacorrelación,

El modeloSURE,por tanto, proporcionaestimadoresmáseficientesaunquepuedenno serconsistentessi existesimultaneidad.La utilización

de SUREparael análisisdeestacionariedadplanteael problemade quese

desconocesu distribución, lo que impide disponer de valores críticos

utilízables<”>.

En cambio, sí se dispone de valores críticos tabuladospara unmodelorestringidoy uno de efectosfijos específicosdepaís (Levin y Lin

(1992)).

El modelorestringidoimplica la hipótesismás simple, aunquepoco

plausible de que el comportamientoes uniforme para todos los paísesyparatodo el tiempoy que lasobservacionessonhomogéneas,enel sentido

de que estánsacadasde la mismapoblación. Formalmente,y siguiendola

notaciónde la ecuación(11.3), el modelosuponeque

=13 , _ ~

__ —2

— iid(0,a’)

por lo quese estimanúnicamenteK coeficientes.

(11> Los resultadosobtenidosbajo la especificaciónSURE, cuandosepermite que todos los coeficientes varíen para cadapaís tienden adecantarsepor considerara la mayoríadeseriescomoestacionarias,si seadoptan los valores críticos del contraste de McKinnon para seriesindividuales. Asimismo, cuandose imponenrestriccionesde igualdadenlos coeficientes,el estadísticot delretardotiendea indicar el rechazodela nula de ausenciade estacionariedad.

66

En cambio el modelo de efectosfijos específicosde país tiene en

cuentala heterogeneidadde las observacionesa partir de permitir que

exista un efecto país genérico (fijo), mientras que los coeficientesdereacción son idénticos para todos los países. Por ello se incluye una

constantedistinta paracadaindividuo. Formalmente,

13 =8—21 —2

La consideracióndeestasdiferenciasindividualespuedehacersede

formaequivalenteutilizandounestimadorintragrupos(within) - Bajo estemodelo los estimadores serán consistentesaun cuando los efectos

individuales estén correlacionados con los demás regresores,

característicaque no esde aplicacióna un modelo de efectosaleatorios,

como puedeser SURE (véaseArellano (1992)y Arellano y Boyer (1990))

para una discusión sobre estas relaciones)~’>. El contrastesobre lavalidezdel modelorestringidofrenteal deefectosfijos seformula comoun

(12) Un modelo de efectosfijos puedeversecomo aquel en el que se

supone que la heterogeneidadindividual puede ser recogida comodiferencias en el término constante.El estimador intragrupos que seutiliza puede interpretarse,o bien como una regresiónen la que seincluyen variables ficticias o bien como una regresiónen la que lasdistintas variables se definen como desviacionesrespectoa la mediatemporal (o individual, silos efectosfijos sonde tiempo) - Por su parte,un modelo de efectosaleatoriospuedeverse como aquel en el que lostérminosconstantesespecíficosde los individuos sedistribuyendeformaaleatoriaentrelas unidadesdecortetransversal.Formalmente,siguiendola notaciónde la ecuación(11-3)

~ ~ + con E(g1 x1) =0

El estimadoren estecasopuedeversecomo resultantede MínimosCuadradosGeneralizados(MCG) aplicadoa un modeloderegresiónconunerror clásicocompuesto(y = + p1,) o como una mediaponderadadelestimador intragrupos y ¿¿1inéergrupos(donde las variables son lasmediastemporalesdelasdistintasseries)- Bajo ambosmodelos,los efectossepuedengeneralizara todos los coeficientesy no solo a la constante.Paraun análisis de estosmodelos,véanseGreene(1990), Hsiao (1986) yla recopilaciónen Mátyásy Sevestre(1992). En el apéndicey de la tesispuedeencontrarseuna discusiónsobrelos modelosde efectosfijos y losde efectosaleatorios.

67

test E’3.

En el cuadroITA seresumenlos principalesresultadosobtenidos,cuyo detalleserecogeen el cuadroA2.4 del anexoa estecapítulo. En la

primera columna se recogela caracterizaciónde la serie que resultacuando se especificael panel bajo el modelo restringido habiéndoseestimadopor MCO la ecuacióndel contrasteADE sobrela muestrade T (n

x t) observaciones.En la columna(2) serecogenlos resultadosobtenidosbajo un modelo de efectosfijos, en el que se ha incluido una variable

artificial para cadapaís. Del contrasteF se desprendeque el modelo

restringido es aceptadopor las seriesde ahorronacionaly público (con

unosvaloresparael estadísticoE de1,36 y 0,83 respectivamente,según

serecogeen la columnaF(3) del cuadroA2.4) mientrasqueesrechazado

por la seriede ahorroprivado (cuandotoma el valor 5,39)14

Por lo tanto, la evidenciarecogidaaquíes que todaslas seriesdel

panelsonestacionarias,resultadoquesolo contrastacon lasobtenidasenel análisis individual para las series del ahorro público- Tal como se

desprendedel cuadroA2.4 del anexo,al considerarun modelodeefectos

fijos dondese ha incluido una variable artificial para cadapaís, no se

puederechazarla hipótesis de la presenciade una raíz unitaria en elpanel de ahorro público. Sin embargo, los contrastesrealizadospara

determinarla validez de las restriccionesde igualdad impuestasen los

coeficientesderegresiónseñalanqueelmodeloconconstantey pendiente

única para todos los paises de la Comunidad consideradosno puede

rechazarseen el caso del ahorro público. De este resultado podría

desprenderseque el comportamientodel ahorro público ha seguidoun

patrónmuy similar en todos los paísesde la Comunidad- Por otra parte,

el ahorro privado exige la inclusión de constantesdistintas para cada

país,peroadmitequeel resultadodeestacionariedadescomúnal conjuntodepaísesconsiderados- En cambio, en el ahorro nacional, los contrastes

realizadosseñalanquelas direferenciasentrepaisesno sereflejan en los

“ VéaseapéndiceIV paraunadescripcióndel contraste.

‘~ Por otra parte, el contrastesobrela igualdadentrepaísesde laspendientes(columna F(2) del cuadro A2.4) lleva al resultadode quepuederechazarsetanto parael ahorro nacionalcomo parael privado-

68

E: serie estacionaria <integrada de orden cero <1<0)>; 1: serie integradade orden uno, 1<1>.

a

se

CUADRO 11.4. ESTACIONARIEDfiD CON PANEL COMPLETO

Modelo

Serie Restringido Efectos fijas N2 países<1> (2)

SB/RNED E E 11

SP/RNSD E E 10

SG/RNED E 1 10

or

CUADRO A2. 1. CONTRASTE DE ESTACIONARIEDIID — TASA DE AMORRO NACIONAL<~> - 1960—94

AnT <b> Leybourne y ¡(acabe<a)

Niveles<d>

<1>

primeras

diferencias

<2)

Orden de

integración(a)

<3>

Primeras Orden de

Niveles Diferencias integración

<4> <5> (6>

13 a1 X 5 5

Rep. red. —0,14 —

flemana <1,78>

—0,96**

<5,44>

1<1)**

1,843 0,086 1<1>

~‘rancia —0,37 0,02**

<3,74> <3,75>

—0,67**

<4,03>

i<O)[1980¡**

2,649 0,117 1<1>

Etalia —0,29 0,02**

<3,62> <3,44>

—0,89**

<5,20>

I(O)[1980)**

2,999 0,0514 1(1>

Países Bajos—O,18 —

(2,26>

—0,82**

<4,81)

1(1>**

1,488 0,0857 1(1>

3élgica —0,10 —

<1,31>

—1,02**

<5,91>

¡(1>**

0,460 0,288 ¡<1>

Reino Unido —0,34 0,01(3,14> <2,72>

—0,80**

<4,47>T<0>L1980]

**

2,000 0,0717 1(1>

Irlanda —0,31 —

(2,39>

—1,16**

<6,71>

1(1> 0,290 0,0843 1(0>

Dinamarca —0,08 —

<1,53>

—0,63**

(3,95>

¡<1>**

2,087 0,0926 ¡<1>

;recia —0,30 0,03**

<3,77> <3,89)

—0,94**

<5,61>

I(0>[1981]**

1,364 0,2631 1<1)

Portugal —0,49 —**

(4,30>

—0,75**

<4,48>

1<0)**

0,173 0,0999 ¡<0>

España —0,35 0,02<1970—94) <2,54) <2,37>

—0,82**

<4,82>1<1>

**

1,287 0,0855 1/(1>

a) Tasa de ahorrodisponible.

definida como ahorro nacional bruto en relación a renta nacional

b) contraste ~nr donde,

<1) E0: 1<1>; ki~:¡<O> en el modelo en niveles (4s=I3+I3s~gi-J3Aa~3<2> E0: 1<2>; E~:I<1) en el modelo en diferencias LA 5~ = AAs~1] <columna 2><3> E0: 1<1>; }i~:i<0) en torno a dos medias en el modelo de cambio de media[As~=J31+a1D+B,s~1+J33As~1)Los valores criticas para a> y b> están tabulados en MoRinnon (1990) para los distintostamaños muestrales y los valoreB críticos asintóticos para c) en Perron <1990).

c> contraste donde

11~:I(0); H1: 1(1> desarrollado en Leybourne y Mocabe (1994>.Los valores críticos asintóticos tabulados en Kiwatkowski st al <1992) para los nivelesde significación del 10 y del 5% son respectivamente 0,347 y 0,463. El estadístico e sedefine en el apéndice

d) Valor del coeficiente del retardo y de la variable artificial y, entre paréntesis, valordel estadístico t.

e) Entre corchetes año de ruptura

bruta

—0,33

(2,54>

—0,73 0,02 —1,11**

<4,63) <4,31) <6,37)

—0, 13

<1,40)

Países Bajos—O,36

Bélgica

0,006 —1,11**

<1,83> <6,43)

—0,01 —1,08* **

<3,35) <2,91) (6,31)

—0,18

(1, 7.3>

11(0)9981] 0,237

CUADRO A2 .2. CONTRASTE DE ESTACIONARIEDAD DEL COMPONENTE PRIVADO

DEL AHORRO NACIONAL<a). 1960-94

¡

AD? (b> Leybourne y ¡(ccabe(o) ¡

Primeras Orden de Primeras Orden de

Niveles(d) diferencias integración(e) Niveles Diferencias Integración(1> (2> <3> (4> <5> (6>

ch 5 5

Reino Unido

Irlanda

—0,32**

<3,26>

—0,31

(2 , 63>

—0,36

<2,81)

—0,23**

<3,32)

Portugal —0,48

<4,03>

—0,65**

<3,47)

0,03

<2,98)

11<0) [1980]

Rep. red.

~lemana

rrancia

Italia

—1, 24**

(7,40)

¡<1)

11<0> [1980]

O,370

**2, 197

0,687I(1>

0,0698

0,1027

0,2295

0,0921

0, 1520

1<0>

‘cl>

I(1>

1(0>

I<1>—1,44

(8,98>I(1> 1,532

—0,59**

<3, 68)

¡(0>

1<0)

Dinamarca

Grecia

**—1,37

(8,41>

—0,90<5, 14)

—0,97(5,80>

I<0>

1(0>

0,237

0,03 5

0,415

0,150

0,355

**

0, 0608

0,0532

0,1632

0,2105

0,1023

España

<1970—94>

1(0)

11<0)

I<0>

1(0)

11(0>I(0)—0,87**

(5,02>

—1,08**

(5,12>

0,279 0, 0878

a> Tasa de ahorro definida como ahorro nacional bruto en relación a renta nacional brutadisponible.

¡<0>

b>, <c>, <d>, y <e): ver notas cuadro A2,l

—0,20

<1,96)

0,46 0,01

<2,39) (2,35)

—1, 13

<6,49)

—1,02

<5,81)

—0,16 0,006 —1,16

<1,76) <0,99> (6,66)

Países Bajos—0,45

<2,92>

0,02

<2,54>

—1,06

(6,01>

CUADRO A2. 3. CONTRASTE DE ESTACIONARIEDAD NIEL COMPONENTE PUBLICO

DEL AHORRO NACIONAL(a). 1960—94

AnT <b) Leybourne y Mccabe(c>

Primeras Orden de Primeras Orden de

Niveíes<d> diferencias integración(e> Niveles Diferencias Integración

<1) <2) <~) <~> <5) (6)

13 a A 8 8

**

—0,31 —0,02 —1,12

<2,21> <1,97> <6,49>

Reino Unido —0,32 0,01

<3,02> <1,98>

—0,13

(1,60)

—0,40*

(3,28>

—0,33

(3, 10>

—0,10

<1, 16>

—0,12

0,02

<2,64)

0,03

(3,39>

nacional bruta

~ep. red.

álemana

~rancia

Italia

**

1,554

**1,187

i<1>

I<1>

¡(1)

11(1>

Bélgica

0,0551

0,1057

0,1823

0,0787

2,811

2,292

I<1>

‘U>

i(1>

I<1>

I(1>

Irlanda

I(1> 2,655 0, 0469

I<1>

1<1)

—0,60

(3, 67)

—0,82

<4,72>

—0,73

<4,44)

1,342

1,438

0,0844

0,0123

Dinamarca

Grecia

Portugal

España

I<1>

I<1>

¡<0) [1980] 1,382 0, 09 52

I(0>[1980] 2,983—1,06

(6,01>

—1, 12

<6,39>

—0,93**

<4,41>/ ‘

0,1449

1,976I<1>

1(1>

¡(1>

I(1>

I<1)

I(1>0, 6689

0,1134

0,1157

a) Tasa de ahorro definida como ahorro nacional bruto en relación a rentadisponible.

lJ

b>, <c>, (d>, y (e>: ver notas cuadro A2.1

CUADRO A2.4. ESTACIONARIEDAD DEL AHORRO EN RELACIÓN A LA RENTA NACIONAL. 1960-1994

Panel completo

(o)Restringido

EEfectos fijos O) F<í>(b) r<2)(b) r<a><b> Efectos

aleatorios(a)

2(c)x

2slacional —0,11 **(5,34) —0,17 j,94É* 2,85* 1,36**(6,28) [30,330] [10,350) [10,350] —0,12(5,53> 17,7232>

Privado —0,10 **<4,34>

—0,29 3,20 0,81 539**(8,16> (27,300] (9,309] [9,318]

—0,21<6,88>

Público —0,05 **(2,92>

—0,09 1,16 0,54 0,83(3,76> [27,300] (9,309] [9,3181

—0,07(3,28)

3,49<2)

Contraste de integración de orden 1

~acional —0,86(16,84)

Privado —1,02(18,82>

Público —0,94<17,28>

~) Valor del coeficiente del retardo y entre paréntesis, valor del estadístico t siendo elmodelo general:

As =13 413 a +13 As <1>

F(l>: Es el contraste F con los grados de libertad que figuran entre corchetes

2± 2’= >3 = 13 13 =133± 3 Vi

E1: <1>

Contrasta el modelo más restringido con respecto al más general.

E: 130 21 = 13=t

H1: (1>Vi

Contrasta el modelo con efectos fijos y coeficientes del retardo de la variable enniveles iguales para todos los paises con respecto al más general.

11:130 14 = 13~. 2’3 =13

2± 2’13 =13

3± 3

133j =~~

3

ViVi

Contrasta el modelo más restringido con respecto al modelo de efectos fijos ypendientes iguales.

o> es el contraste de Hausman del modelo de efectos fijos versus aleatorios que se2 2distribuye como una x con los grados de libertad que figuran entre paréntesis.

efectosfijos recogidosporunaconstantedistintaparacadapaís,sino que

setrasladanal coeficientede la variableretardadaen niveles,de manera

que los datosrechazanla hipótesisde coeficientecomún impuestaen la

estimación.

En la medidaque los trabajos de Levin y Lin requieren que el

modelocon pendientesigualesseaaceptadopor los datos, los resultadosobtenidos con el panel para el ahorro nacionaldebenser tomadosconcierta cautela- El resultadode que el ahorro nacional es estacionario

podría tomarse como indicio de que se satisface la hipótesis de

ultrarracionalidaden los paísesde la Comunidad- Asimismo, la evidenciarecogidasobreestacionariedadde la seriede ahorroprivado en relación

a la rentanacionalreforzaríaestaconclusióny admitiría la interpretación

de quelos consumidoresrasganel velo societario.

En la medidaque la serie de ahorro nacionaly sus componentesaparecencomo estacionariascabepensarque los agentesno toman sus

decisionesdeformaindependiente,sin tenerencuentalaactuaciónde losdemás, sino que las incorporan en su conjunto de información. Sin

embargo,dado que los datosparecenrechazarla hipótesis de que las

seriesdeahorronacionalde todos los paísestienenla mismaestructura,los resultadosparael colectivono sonconcluyentesy sedebeconsiderar,

en estecaso, la perspectivaindividual.

11.4. Resumeny conclusiones

La estabilidaden la tasadeahorronacionalpodríatomarsecomoun

rasgoindicativo de la existenciade movimientoscompensatoriosentresu

componentepúblico y privado, sobre todo cuando se han producido

alteracionesimportantes en la distribución de la renta entre ambos

sectores.De igual manera,una tasade ahorroprivado constantepodría

reflejar la ausenciade velo societario,en el sentidode que las familias

adoptansusdecisionesdeahorroteniendoencuentalas adoptadasporlas

empresas-

La aplicación del concepto de estacionariedada este contexto

69

vendría explicada por el hecho de que la estacionariedadpuede

interpretarse como estabilidad en el largo plazo: si una serie esestacionariaaunquese aleje temporalmentede su valor normal, acaba

volviendo a él. Por lo tanto, los resultados de los contrastes deestacionariedadde las distintas series de ahorro, bajo distintos

supuestos, nos pueden proporcionar una primera aproximacióna la

cuestiónde si seobservasustituciónentrelos distintoscomponentesdel

ahorro- En concreto,seanalizanlas seriesdisponiblesparalos distintos

paisesde la Comunidadparael periodo1960-94, las cualessedetallanen

el cuadro11.1.

Los contrastesse efectúan bajo dos enfoques alternativos: la

consideración individual, país a país de las distintas series y la

consideraciónde un modeloúnico paraun conjuntode once paísesde laUnión (la antiguaComunidadcon la excepciónde Luxemburgo),a partir

del trabajo de Levin y Lin (1992) sobrecontrastesde raíz unitaria endatosde panel. La limitación del enfoqueindividual, dadapor la escasa

longitud delas seriesdisponibles,aconsejatratamientosalternativos,por

lo que se 0ptapor realizarun contrasteADE, dondela hipótesisnulaesla ausenciade estacionariedady un contrastepropuestoen Leybourney

McCabe(1994), donde la nula esla estacionariedad.

La caracterizaciónde las seriesdeahorroa partir de los contrastessobre el orden de integración realizadosparecenseñalar que en el

conjunto de la Comunidadel ahorro privado esestacionario.En cambio,

los resultadosobtenidosparaelahorronacionalseñalanla ausenciadeun

patróncomún de comportamientoparala Comunidady que, por lo tanto,el análisis deberealizarsepaísa país- En cualquiercaso, en un númeroamplio depaíses,la seriede la tasade ahorronacionalno esestacionaría,

o lo es en torno a dosmedias.

En concreto, los resultadosobtenidosapuntanhacia la ideade que

la reducciónobservadaen la tasade ahorronacional no tiene caráctertransitorioencuatrodelos paísesanalizados(Francia,Italia, ReinoUnido

y Grecia), dondela tasaseha estabilizadoenun nivel másreducido.Por

su parte, en Portugal la tasa de ahorro nacional no parecereflejar

ninguna calda, mientrasque la seriespara Irlanda muestraresultados

70

contradictorios,que dependendel contrastede raíz unitario elegido, y

parael restodepaíses(RFA, PaísesBajos,Bélgica, Dinamarcay España)pareceque no se encuentraestabilidad.En cambio, la participacióndelahorroprivado en el PIB sepuedecalificar deconstanteen el tiempopara

el conjuntode la Comunidad,e, individualmente,en la mayoríadepaises:

sólo en Italia y Bélgicano se encuentraningún signo de estabilidaden

esta tasa, mientras que en los Países Bajos y Francia se recogeun

reajustede nivel.

Con la evidencia recogida en este capitulo, parece que no se

satisfaceel supuestode quehay un patróncomúnde comportamientoen

las seriesde la tasade ahorronacionalen el conjunto de la Comunidad,pero, en cambio sepodría rechazarla hipótesisde sustituciónperfecta

entreahorropúblico y ahorroprivado enun númeroampliodepaíses.Por

otra parte, podríaargumentarseque la estabilidadobservadaen la tasa

de ahorro del sectorprivado en relacióna la rentanacional tanto en la

Comunidaden su conjunto, parala que no sepuederechazarqueexista

un patrón común, como individualmenteparacadapaís, podría tomarse

como un indicio a favor de la existenciade cierta sustitución entre el

ahorrode las familias y el de las empresas-

Estosresultados-existenciadealgúntipo de efectocompensatorio

entre los distintos componentesdel ahorro privado, y ausenciade

compensación entre este y el público- pueden reflejar que los

consumidoresadoptansus decisionesde consumo/ahorroteniendo en

cuentalas decisionesadoptadaspor las empresas,pero no las adoptadas

por el sectorpúblico - Estos movimientoscompensatoriossejustificarían

por la existenciadeunnivel deahorroprivadoquelos agentesconsideran

adecuado y hacia el que tendería la economía. Cabe deducir, por

consiguiente,queesposibleincidir sobrela tasadeahorronacionalde la

mayoríade estaseconomíasconpolíticasfiscales,ya queun aumentodel

ahorro público no conducirá a una reducción de la participación del

privado enel total - Sólo en un númeroreducidodeellasseproduciráuna

recomposicióndel ahorro nacionalsin afectara su nivel - Sin embargo,aunque el nivel sea difícilmente modificable, debe abogarsepor una

composición equilibrada, que minimice las pérdidas de eficiencia que

puedenderivarse de la detracciónde recursospor parte del sector

71

público.

Debe tenerse en cuenta, sin embargo, que, a partir de ladeterminaciónde si el comportamientode las seriesde la tasadeahorroes

compatible con la existenciade movimientos compensatoriosentre sus

distintos componentes,ademásde quepuedetomarsesólo como un rasgoindicativo de tal forma de actuar, no permite ningunamatizaciónya que

sólo puederecogerla existenciade sustitución total. Por lo tanto, la

interpretación económicade los resultadosobtenidosbajo el marco de

análisisadoptadoenestecapitulo, deberealizarseconmuchacautela.Porello parececonvenienteabordarestacuestióna partir del análisisde las

relaciones de dependenciaque pueden existir entre los distintos

componentesdel ahorro-

72

III

SUSTITUCIÓNDIRECTA ENTRECOMPONENTESDEL AHORRO

111.1. Introducción

Las predicciones sobreel impacto macroeconómicode la políticafiscal que se derivan del marco keynesiano de análisis, se basan en la idea

de que el consumo privado y consecuentementeel ahorro familiar están

determinados, principalmente, por la renta disponible. El supuesto

implícito bajo tal enfoque es que el ahorro empresarial y el ahorro público

no tienen ningún efecto directo sobreestasdecisionesde las familias, en

general. Unade las implicacionesde estesupuestoes que la política de

dividendos de una empresao la financiación del gastopúblico incidensobreel ahorrosólo en la medidaqueafectana la rentadisponible de las

familias. Por lo tanto, un cambioen la política dedividendosinducido pormotivosfiscalesesun métodoefectivoparaalterarel ahorroprivadototal.

En este sentido, una política fiscal destinadaa redistribuir impuestos

entrelas empresasy los individuosafectaal nivel de ahorroprivado. De

forma similar, variaciones en el consumo público que no vayan

acompañadasdevariacionesen los impuestoso transferenciasquerecaen

sobrelas familias no tendránningún impacto sobreel ahorroprivado -

Sin embargo,podríaargumentarseque tantoel ahorroempresarial

comoel público tienenefectossobreel de las familias por distintas vías-

En concreto,se hapostuladoque lapolítica fiscal puedeproducir ajustes

de comportamientoque inciden directamentesobrela composiciónde la

demandaprivadaantesdequeseafectenotrasvariablesdel sistema,como

podrían ser las del mercadofinanciero o los precios. Es lo que en la

literatura ha venido denominándosesustitución directa o efecto

crowding-out ex-ante (véanseVon Fustenberg(1981), Miller (1982) yTridimas (1992) entreotros). Por lo que respectaal ahorroempresarial,

el canalde transmisiónes el quepodríadenominarseefectode“ganancias

de capital”, queseproducecuandoaumentanlos beneficiosretenidos(el

ahorroempresarial)y ello setraduceen un aumentodel valor de mercado

73

de las acciones - Así, la sustitución perfecta entre ahorro empresarial yfamiliar puede formularse como la satisfacción de la hipótesis de ausencia

de velo societario -

Los trabajos empíricos centrados en el análisis de la relación entre

ahorro público y privado parecen inclinarse por la existencia desustituciónparcial (Miller (1982), Von Fustenberg(1981)) o ausenciade

efectoen el largo plazo (Koskelay Viren (1986)). Asimismo, los trabajos

pioneros de Denison (1958) y David y Scadding(1974) en el áreade la

sustituciónentreahorrofamiliar y de las empresaspareceninclinarsepor

sugerir que los gastosde consumode los individuos no estánafectados

por los cambiosen la proporciónde beneficiosempresarialesrepartidoscomo dividendos- En cambio, los trabajosde Feldstein(1973), Feldstein

y Fane(1973) y Bathia (1979) recogenevidenciaa favor de que el velo

societarioestransparente,aunquesólo parcialmentey por lo tanto, quecambiosen los beneficiosno distribuidostienen escasoefectosobreotras

formasde ahorropersonal-

En los estudiosdeBlume y Siegel (1982),Miller (1983) y Koskelay

Viren (1986), entre otros, se propone contrastarambashipótesis de

comportamientosimultáneamente,de maneraque sepermite la presencia

de sustitución total o parcial entre ahorro de las familias y ahorro

empresarialy público - La mayorpartede la evidenciarecogidaserefiere

a series temporales para distintos paises (Blume y Siegel (1982),

Demopoulos,Katsimbrisy Miller (1986))y sólo en los trabajosde Koskelay Viren (1986)y deMarchante(1986) seabordael análisisempíricodesde

la perspectivade datosdepanel- Sin embargo, Koskelay Viren no tienen

en cuentalos sesgosque,bajo la especificacióndinámicade un modelode

efectosfijos, puedenaparecer(Nickell (1981))y sólo consideranlos quese puedenderivar de la probable simultaneidadentreel consumoy la

rentaU)- Marchante utiliza un estimadormínimo cuadráticoponderado

bietápico, pero se centraexclusivamenteen el análisis de la sustitución

<‘> Todos los resultadosqueofrecenson los obtenidosbajo MCO, convariablesartificiales por país, ya queargumentanque la estimaciónpormínimos cuadradosbietápicos, para tener en cuentala simultaneidad,proporciona resultadoscualitativamentesimilares a los obtenidos bajoMCO.

74

entreel ahorrode las familiasy las empresas.

En este capítulo, se pretende contrastar empíricamente la presencia

de efectos sustituciónentre los distintos componentesdel ahorro en elmismomarcoqueen el trabajode Koskelay Viren, evitandoestossesgos

en la estimación- Asimismo, seproponeestimardirectamentefuncionesde

ahorroparalas familias (y no funcionesde consumo)en las queel ahorro

empresarialy el público aparecencomovariablesexplicativas. El análisis

aplicado se realiza sobre un panel incompleto de nueve paísesde la

ComunidadEuropeacon datosanualesagregadosparael período1970-90.

111.2. Consideracionesteóricas

Un modelodeconsumo/ahorroconvencional,quepuedejustificarse

de varias maneras,postulaque el ahorro puedeexplicarsepor la renta

disponible o por la rentapermanenteen el corto plazo. Sin embargo,en

la medidaen la que se deseaanalizar la relevanciade la hipótesis desustituciónsehacenecesariodeterminarel nivel de agregaciónen el que

el sectorfamiliasadoptasusdecisionesdeconsumoy ahorro. Cabepensar

quelos consumidorestiendena incorporarlas decisionesadoptadasen lossectoresempresarialy público en su función de ahorro- No obstante,la

presenciade incertidumbrey la posible falta de un verdaderocontrol

sobrela actuaciónde estossectoreslimitan su capacidadde hacerlo.

Las distintas identidades de la contabilidad nacional pueden ilustrar

intuitivamente las relaciones que sepretendemodelizar. Concretamente

setiene que:

y c + i + cg + (x-m)

y = c + sf + se + zn

donde

y = rentanacionalc = consumoprivado

= inversiónnacional

75

cg = consumopúblicox = exportaciónde bienesy servicios

m = importaciónde bienesy serviciossf = ahorrode las familias

se= ahorrode las empresas

= impuestosmenostransferenciascorrientesrecibidas

Por lo tanto, (x-m) es la balanzacomercialy si sesuponeque nohay transferenciasinternacionales,entonceses igual a la inversión

extranjera neta, ie.

Por tanto, se puede escribir

sf + se + sg = i + ie

dondesg = zn - cg esel ahorropúblico.

En las formulacionestradicionales,sesuponeimplícitamentequeelsectorfamilias ignora las decisionesde los otros sectores,por lo que se

consideraque la renta disponible (yf = y - Tn - se) se asignaentreconsumoy ahorro de las familias- La hipótesis de sustitución directa

argumentaque las decisionesadoptadasen los demássectoresafectana

la decisión ex-ante de ahorro y consumo de las familias - Bajo esta

caracterización,la decisióndel sectorfamiliasserealizaa nivel nacional,

es decir, eligiendoun nivel parael ahorronacional (sf + se+ sg).

Portanto, bajo el supuestode quesepuedeconstruirunafunciónagregada,sepuedemodelizarel comportamientodel sectorfamilias, como

si eligiera el consumo privado y el ahorro nacional, suponiendoque

maximizala siguientefunción de utilidad:

u±t ~ (c±~,sf±4,se±t.sg1~, rn±~)

sujetoa la restricciónpresupuestariarecogidapor:

y11~—cg~~=c1,~+sf±~+se + sg1~

76

o de forma equivalente:

= c±~ + + se±~+ mn±±

donde los subíndicesi y t hacen referencia a la economía doméstica del

paísi y al períodotemporalt.

Aunque las decisionesdel sectorexterior afectana la economíainterior estosefectosson necesariamenteex-post y, por tanto, parece

razonablesuponerque las familias no lo ven como una extensiónde sí

mismas.

Estaformulacióndel problemapermite distinguir distintosgrados

de sustituibilidad entre las variablesdel sectorfamilias y las del sector

público y empresarial.Concretamente,si el ahorro familiar y el de lasempresas(el del sectorpúblico) sonsustitutosperfectos,entoncesla tasa

marginalde sustituciónentresf y se (sg) esla unidad. Por el contrario,

si las familias no consideranrelevanteal ahorro empresarial(público)

parasusdecisionessobresf, entoncesla utilidad marginal de se (sg) es

cero. Asimismo, puedenconsiderarsecasosintermediosdesustituibilidad

parcial.

Las condiciones deprimer ordenresultantesde la maximizaciónde

lautilidad generanimplícitamenteunafuncióndeconsumo y de ahorro del

sector familias como una ecuaciónde forma reducida en las variables

exógenas- La prácticaestándares expresarestasfuncionescomo lineales

en las variablesexplicativas.

Se propone utilizar dos definiciones de la variable renta: una

asimiladaa la rentadisponible corriente y la otra que respondaa unaformulación de la renta permanente. Bajo la primera hipótesis, y

adoptandouna especificaciónque permita un contrastedirecto de la

hipótesisde sustitución, las funcionesde ahorroy consumose puedenexpresarde forma generalcomo:

77

k

= a~ + a1 yf1~-i- a2 se±t+ a3 sg±~+Ea. ~ +v±~ (¡¡¡.1)

y

1<

c±,t k±+ f31yf1~ + I¾se±,~-4- ~35g1~ -4- + (111.1’)

dondelas a1 y las I~±son parámetrosa estimar, y1 ~y w1 ~son errores

aleatorios,yf1 ~es la rentadisponible de las familias en términos reales,

y ~ son un conjunto de variables adicionales que afectan a lasdecisionesde ahorro y de consumode las familias - Para simplificar la

exposicióny sin pérdidade generalidad,seprescindirádel subíndicei y

de la formulación en términosde la función de consumo-

Por otra parte, bajo la hipótesisde la rentapermanentesesuponeque el consumo y, consecuentemente,el ahorro dependendel valor

permanentedeun conjuntodevariables.En la mayorpartede la literatura

empírica,las variablespermanentes,x~, serepresentanpor mediodeunatransformaciónde Koyck y, en concreto, se suelenaproximar por un

esquemasimilar al de expectativasadaptativas,de la forma:

x~x~—6(x~—x~1) 0=0=1 (111.2)

El modeloestáticorecogidoen la ecuación(1) puededínamizarse,

entonces, si se considera que la función de ahorro viene mejor

representadapor:

= yf~ — ct (yf~, se~, sg~, 4)1<

= yfj y0— y1yf~— y2se~— y3sg~— Sy1z~~— et j =4,...k (111.3)

donde,de nuevo, seprescindedel subíndicei, y sehadefinidoel ahorro

como lo que quedade la rentadisponiblecorriente (observada)una vez

78

se ha efectuado el consumo<2~, de manera que

(111.2), esta especificaciónpodría reescribirse,variablesobservables,como

teniendo en

en términos

3’

~k= ~ 41yf¿~- t5e~-4- ~sg~-.- Stz<- •~c~1+ 4 j = 4,.. .k (111.4)

donde —(1—e) ~ = 1 — ¾(1—e), ~ =

4, =-e y 4 -(el +@e)

Otra posibilidad es especificar la función de ahorro bajo la

restricciónde que la rentadisponible de las familias esla únicavariablecuyo valor permanenteesrelevante,postulandoasíque el ahorropúblico

y el empresarial tienen efectos exclusivamenteen el corto plazo.

Asimismo, sepodríaconsiderarquelas decisionesdeahorrodelas familias

no dependende los valoresesperadosde las demásvariablessino de sus

valoresobservados,por lo que sólo tienenincidenciaenel cortoplazo- En

el caso que se satisficieran ambas hipótesis, la ecuación (111.4) se

modificaríaal aparecernuevosregresores,de la forma siguiente:yf~— y0— p 3’

~ y2se~— y3sg~— Sy1z~—e~

donde4’,~ y 4,’~ sedefinenigual que ~ s’ t en (4), y

4”±=—y1

4,, 11 =

i=2...k

j =4,...,k (111.3’)

y 4=-ep

$2) En otras palabras si ct esel consumoprivado, entonces

sf~ = yf~—c~

y si c~ = c~(x~)

entonces,

sf¿yf~— c~(x~), por lo queesdifícil quesepuedaobtenersf¿yt~—c~

cuenta

de las

79

Jc

sf.~= •¿i- •~~~-- •se~ + •sg~-4- U’zg.- 4hse~1+ •3sg~1+

(111.5)

+ + ~ j =

Las distintas hipótesis de sustitución directa puedenformularsesobre(¡¡Li) y sobre(111.3)- En concreto, la formulación más restrictiva

y másacordeconel análisiskeynesianosuponequeno hayningún tipo de

sustitución, lo que implica que ni el ahorro público, ni el ahorro

empresarial entran en la función de utilidad. Por tanto, si no hay

sustituibilidad, las restricciones sobre los parámetros de la ecuación

(111.1) serán

a =a3 =02

y si seconsideraquedependede los valorespermanentesde las variables

(ecuación (III. 3)), se reescribirán como:

= y3 = O

En cambio, la hipótesisdeausenciadevelo societariocomportaquehayaunasustituciónperfectaentreel ahorrofamiliar y el empresarialloqueimplica que la propensiónmarginala consumirde la rentadisponible

esigual a la del ahorroempresarial(véaseKoskelay Viren (1986),Ayerbe

(1989), Bathia (1979), Miller (1982> Von Fustenberg(1981) y Tridimas

(1992) entre otros), En otras palabras, se asimila la hipótesis de

sustitución perfectaa la idea del conceptorelevantede rentapara los

hogares.Bajo estainterpretación,y con laespecificaciónde la función de

ahorro recogida en (III - 1>, la sustitución perfecta entre ahorro

80

empresarialy familiar<3~ requiereque 1 a - ~ y bajo el supuestode1

que dependede valores permanentes,la condición se reescribe como- En términos de los efectosde la política tributaria, la obtención

(3) Teniendoen cuentaque

-18se

y que

asf =~ 8yf

8se

entonces,cuandohaysustituciónperfecta, de maneraque

asf

ase= —1

se obtiene que

-1 = - a + a1 2 o de forma equivalente

(4)

Bajo el supuesto de que el consumo depende de valorespermanentes, según la ecuación(111.4) y prescindiendode las variablesexplicativasque no son relevantesen estecaso

sft = •~ yf~+4,2se+4,(yf1-sf1)+..

por lo que, si L esel operadorde retardos

sf(1 — 4, 1.) = (4, + <b Tfl vip 1’p’” t2

y

sf~ = <‘k -4- @~L) yf~+(1 + $~L)_________ se +(1 + 4~,L)

En el largo plazo, cuando L = 1

(continúa...)

isa -a1 2

81

de tal resultadoimplica queun aumentoen los beneficiosno distribuidos

tiendea aumentarel consumoen la mismaproporciónen lo que lo haríaun

aumento en la renta disponibley por lo tanto, conducea una disminucióndel ahorro familiar.

De forma similar, la hipótesisde sustituciónperfectaentreahorro

público y ahorro familiar implica que 1 = a1 - a3 (o de forma equivalente

parala especificación(111.3),quey1 = y3) - Es decir, el supuestoimplícito

en estaformulaciónesque un aumentoen los impuestosdadoel nivel de

gastotieneun impactodistinto sobreel consumoqueunadisminucióndel

gastopúblico corrientedadoslos impuestos<5~- La especificaciónelegida

en este trabajo permite, pues, tener en cuenta de forma explícita los

distintosfactoresquedesencadenanla variaciónen el ahorropúblico, y

en ningún casoimpone restriccionessobre la posible satisfacciónde lahipótesisricardianade comportamientode los agentes.En concreto,si se

cumple la hipótesisdesustituciónperfecta,un aumentoen los impuestos

quereducela rentadisponiblede las familiasy aumentael ahorropúblico,

(4) ~• - continuación)

8sf <4½~@~)8yf + 4½ *i @p4-@2

8se — (1 +4¡,) Bse (1 ~ 1+4,

y si la sustitución es perfecta y teniendo en cuenta, de nuevo, lasrelacionesrecogidasen la ecuación(111.4)

—1= —1~y1(1—8)+@—(1--8)y2 _ (—1+y1—y2)(l—8)

(1-8) (1-e)

por lo que y~ - y2 O

(5> No se incluyen los gastos de capital (transferencias netas einversión pública), que nos llevaría a considerar la totalidad del déficitpúblico (la capacidad o necesidad de financiación del sector) y no elahorro, exclusivamente,ya que se está discutiendosobreel nivel deagregaciónrelevanteparala variablede renta-

82

se traduce en una reducción uno a uno del ahorro familiar,

permaneciendoinalterado el consumo privado~6>. En cambio, si elaumento del ahorro público se consigue vía reducción del consumo,

entoncesseproduceunadisminucióndel ahorrofamiliar queno compensa

plenamentela variacióndel público y, consecuentemente,seobservaun

aumentodel consumoprivado-

Por tanto, si se satisfacenlos supuestosde sustituciónsobre el

ahorro público y el empresarial a la vez, en consonancia con los postulados

de Bailey (1972) sobre las consecuencias que se derivan de que las

familias tenganinformacióny previsiónperfecta(perfectforeknowledge),setendráque

<6> Dadoque

sg~ - cgt,

y

8cg

y que según la ecuación(1),1<

= — a0 + (1 — a1)yf~ — a2set — a3sg~ — Ea1z1~ + et

8sf 8yf 8sf=a1.. ~a3 , — a38z dcg

8c = (1 Byf 8c aa1) -a3 - 38z

Por lo tanto, la hipótesis de sustitución perfecta entre ahorro de lasfamilias y del sector público (1 = a - a ) se centra en la relación entreimpuestos y ahorro familiar. Una Iormálación en términos de consumopúblico (a3 = - 1), hubieraimplicado que éstees sustituto perfecto delconsumoprivado-

Parala derivaciónde las condicionessobrelos coeficientescuandolos valorespermanentesde las variables aparecenen la especificaciónpuedeverseen la nota (2).

83

a1- 1 a2 = a3 o bien que ~1= y2 y3

En estesentido, cuestionarsi a2 y/o a3 son distintos de cero, <~2

y/o y3 # 0) podríaversecomo un contrastemásdébil de estahipótesis.

Asimismo, si -1<a/0 se puede afirmar que existe sustitución entre

consumo público y consumo privado.

Si O < O < 1 el hecho de que los parámetrosy~ cumplan lasrestriccionesque se derivande la presenciade sustituibilidad perfecta

tiene implicaciones para los coeficientes estimados •j y 4’~correspondientesde las ecuaciones(111.4) y (¡¡1.5). En concreto,parala hipótesis débil, la restricción es la misma ~~2’ •2 y/o 43/$’3t0),

mientras que para la fuerte se establece como 1~*±+4,2=0para la

sustituibilidadconrespectoal ahorroempresarialpermanentey, de forma

similar, 14~+$3Oparala sustitucióncon respectoal ahorropermanente

del sector público.

LIES. Cuestionesmetodológicas

A partir de las consideracionesanterioressellega a la formulación

dedostipos demodelo, uno estáticoy otro dinámico,que, dadalaposible

presenciadeendogeneidad,requierenun tratamientosimilar a la horade

estimarloscon datosde panel.

Una de las primerascuestionesquesuelenplantearsealabordarla

estimación con un panel de datos es si debe realizarse bajo un modelo de

efectos fijos o bajo uno deefectosaleatorios.En el apéndiceV de la tesis

puede encontrarse una discusión sobre la posibilidad de elección entre

ambos modelos - Tal como allí se explica, la distinción entre ellos puede

reducirsea determinarsi los efectosestáncorrelacionadoso no con las

variables observables.Si estáncorrelacionados,deberla adoptarseel

modelo de efectosfijos, mientrasque si no lo estánla especificaciónde

efectosaleatoriospareceadecuada.

En la medidaque se considereque el ahorro empresarialy/o el

público vieneninfluidos por las decisionesdeahorrode las familias, y se

84

tenga en cuenta que los datos deahorrohansido obtenidospor diferencia

entre la renta y el consumo, por tratarse de información agregada,la

estimación del modelo (III - 1) requerirá un tratamientoacorde con la

presenciade simultaneidad.Siguiendoa Arellano y Boyer (1990), en el

supuestodeque los efectosindividualesdepaísesténcorrelacionadosconlos regresores, -hipótesis que los datos no rechazan, según se desprende

de los resultadosdel contrastede Hausmanpresentadosen la última fila

del cuadro III .3- la ecuaciónpuede estimarse o bien con variablesartificiales, o bien transformando la ecuación en desviaciones

ortogonales <7>, o bien estimarseen primerasdiferencias, pero siempre

por variables instrumentales, utilizando como instrumentoscualquierretardo de las variables endógenas de orden igual o superior a t-2 -

En el caso en que se adopte la especificaciónen primeras

diferencias, y cuando los valores corrientes de las variables son los

determinantes de las decisiones de ahorro, el modelo a estimar tendrá la

siguiente expresión:

k

Asf±,~= a1Ayf1~+ a2Ase±,~+ a3Asg1 ~ La Az + y — v±<~4> j=3. -

1 ii~,t ±.t (111.6)

siendo Ax±~= ~ -

(7> La transformación de desviacionesortogonales propuesta enArellano (1988) se formula como:

yh = a4y±. — ~ (y1 ~ + ... + Y±T)1

cona~ - _________

La ventaja de las desviacionesortogonaleshacia adelante,frente a latradicional deltipo y~ - utilizada en el estimadorintragrupos,esque,en un modelodinámico, los instrumentosválidos sonlos mismosque parala estimación en diferencias -

85

Por otra parte, en Arellano y Boyer (1990> y Arellano (1992) se

analizan los problemas de estimación que aparecen en los modelos

dinámicoscon datosdepanel, señalándoseque el estimadorintragrupos,

que puedeutilizarse en un contextoestático,estásesgadoincluso paravalores grandesde N cuandoT es pequeño, debido a la correlación

existente entre la estructura resultantepara las perturbacionesy el

retardo de la endógena.Dada la existenciade estesesgo,recogido en

Nickell (1981), parece más adecuadoutilizar técnicas econométricasalternativasque puedantener en cuentaestos efectosindividuales<8~-

En concreto, se propone tomarprimeras diferenciascon el objetivo de

evitar la presenciade heterogeneidadinobservable(véaseAndersony

Hsiao (1982)). Bajo esteplanteamiento,el modelode la ecuación(111.4),que sederiva del (111.3), dondesesuponeque las decisionesde ahorro

se toman en función de los valores permanentesde las variables, se

reescribecomo:

Asf±,~=I1—y1(l—t3)] Ayf±~—yj1—8)Áse1~— ~3(1—e) Asg1~—

(111.7)

Este modelo en primerasdiferenciasdebeestimarsepor variables

(8) La relación asintóticaentreel coeficienteen la población,a, y el

obtenidocon un estimadorintragrupos, a~, seexpresacomo

SG = ~ (1 + a) h(a, T) - T1~1 —a)

]

dondeh (a, T) = 1 — (1 - a) y T es el número de observaciones,T (1 -a)

que nos dice que el estimador intragrupos tenderá a infravalorar elverdaderoparámetropoblacional,siempreque ésteseapositivo -

86

instrumentales<9~, teniendo, además, en cuenta que el error en la

especificaciónen niveles sigueun procesoMA(1) (10), que se deriva del

esquemadeexpectativasadaptativaspropuestoparaaproximarlosvalores

permanentesde las variables. Los instrumentosválidosparala variableendógenaretardada,seriansf o realizacionesanterioresde lasmismas

y para las exógenas, todas las realizacionestemporalesde las mismas,

tanto en niveles como en primeras diferencias (Arellano (1989)). Sinembargo,si lasvariablesexplicativassonendógenas,permitiéndose,por

ejemplo, que el ahorroempresarialy el público sevean influidos por las

decisiones del sector familias, entonces se podría utilizar comoinstrumentocualquierretardodeestasvariablesdeordenigual o superior

a

<~ Bajo supuestosclásicos,tomarprimerasdiferenciasy estimarporMCO proporcionaestimacionesinconsistentesdelcoeficientede la variableendógenaretardada.En general,para un modelo

= ~ + a1. +

se obtiene

= yAy~1 +

Sin embargo

¿Xc = E[( vY±,t2 + a1. + e~, ~ ~±, ~ (~~ ~)]

E[y1 ~ +a±e±~+e±~~1e11~— y1 t—2t±t —

~ ~-2~±,~1 —a1c1 ~ +e1 1,~4e1 ~ + ~±, ~-2 1, t—1

2a *0

<10) La estructura del error ~ en la ecuación (4) es tal que

]t0 y EIf±~,f±t—k ~o para k>1

y por lo tanto, si se optara por estimar en niveles también deberían

utilizarse variablesinstrumentales.

<11) Si las explicativassonpredeterminadas,en el sentidoque

E(x1 (e — ®e11)] sólo sis=t1,0

entonces,los instrumentosválidosseriansusretardosde ordenigual o(continúa.

87

En este trabajo se utilizan instrumentos en nivelesy sepresentan

los resultadosobtenidosparael modeloestimadoen primerasdiferencias.

111.4. Resultados empíricos

111-4.1.Datos

El análisis empírico se realiza con un panelincompletodepaísesde

la Comunidad Europea para los que se tienen datos anuales de ahorro

familiar procedentesde la ContabilidadNacional~2~,y que, en términos

generales abarca el período1970-90.El tamañomuestralinicial esde 157

observaciones, pero se irá reduciendo a medida que sea necesario incluir

retardosde las variableso estimaren diferencias-

Tanto en su especificaciónestática como dinámicael modelo seestima utilizando dos medicionesde la variable de ahorro familiar, y

consecuentemente,del resto de variables con ella relacionadas. En

concreto, seestimaen términos realesy per cápita medidosen ecusasí

como en paridadde poderde compra,base1985<’~~ (PPC).

superiora t-2.

EnArellanoy Bond (1988), seproponeun estimadorconsistentedeun modelo autorregresivo, obtenido con el método generalizado demomentos<MGM), queabordala estimaciónen términos de un sistemadeecuaciones con instrumentos diferentes para distintas ecuacionestemporales- En concreto,utiliza todoslos instrumentosválidosdisponiblespara cada periodo, lo que evita perder observacionestemporales, ypermite hacer el uso más eficiente de la información disponible- Sinembargo,en lapráctica,por razonescomputacionales,sehaceaconsejableno utilizar todos los instrumentosposiblesya quepuedehaberun númeroexcesivode ellos y seprocedaa eliminar los queseanmenosrelevantes,en el sentidode que tenganmenorcapacidadexplicativa-

(12) Los paísesy los períodosson los siguientes: RepúblicaFederalAlemana (1970—90), Francia (1970-90), Italia (1970-88), PaisesBajos(1970-90), Bélgica (1970-89),Reino Unido (1970-90),Dinamarca(1981—90), Portugal (1977-90) y España (1980-89).

(13) Véase el apéndice 1 de datos para una descripción de la

construcciónde las distintasseries-

88

La correlación existente entre el ahorrofamiliar y el empresarialy

entreel familiar y el público puedeserilustrativa de los resultadosque

cabeesperarde un análisis más formalizadode estainterdependencia,optándosepor presentaresta correlacióntambién en términos de tasa

definida sobre la renta bruta disponible de las familias para cadacomponente.Tal como seobservaen los gráficos 111.1y 11L2 pareceque

podríaexistir unarelaciónnegativaentreahorrofamiliar y empresarialy

entreaquely el público. En el cuadro111.1 se recogenlos resultadosde

la regresiónsimple de estasvariablesen la queseincluyeunaconstante-

Se observa que, en el caso de las tasas podría concluirse que lacorrelación negativaentre ahorro empresarial (se) y familiar (sf) es

mayor que la existenteentreestey el ahorropúblico (sg>, tal como se

recogeporun mayorcoeficienteentérminosabsolutoscomopor un mayor

coeficientede correlación corregido- En cambio, cuando se tienen losdatosen términosper cápitay reales,tanto si el tipo de cambioutilizado

es el ECU como la PPC, pareceque la relación negativaentre ahorro

familias y empresariales más débil que la que seobservaentreahorro

familiary público, tantosi setieneencuentaexclusivamenteel coeficiente

estimadocomo sí setiene en cuentael ajustede la estimaciónmedidopor

el A2 En cualquier caso, pareceque a priori se detectauna relación

negativaentreestasvariables, de mayor o menorintensidad.

Las variables adicionalescuya incidencia sobreel ahorro de las

familias se va a teneren cuentay que seañadende forma “ad hoc” a la

especificaciónson u~, la tasade variaciónen la tasade paro (variación

logarítmica), n~, la tasade inflación (diferencialogaritmicaen la tasadevariación de los precios), rl~, el tipo de interés real a largo plazo

(calculadocomo diferenciaentreel tipo nominal, 1±y la tasade inflación>yrc~, el tipo de interés real a corto plazo”4’. En este contexto ut

puedeinterpretarsede varias maneras.Por una parte, puederecogerefectosde incertidumbreeconómica,de tal maneraque el aumentoen la

incertidumbre sobre la renta real afecta negativamenteal consumoy

positivamenteal ahorro, que crece por motivo precaución. Por otra,puedeversecomounaproxy de lasexpectativasde rentafutura, en cuyo

<14) En el apéndice1 puedeencontrarseunarelaciónde las variables

utilizadas,su definición y fuentes.

89

CORRELACIÓNAHORRO FAMILIAR Y EMPRESARIAL Gráfico 111.1

E.

mu.:’

‘E..E E mEE

ut — EmJRIE,uEE

E

E t

E

E

EE

10 15 20 25AHORROFAMILIAR

TasasdefinidassobreRentaNacionalBrutaDisponible

20

uE

E•NE

ME15

10

5

o

a-4

O

o

—5

—10—s 0 5 30

Fuente:EUROSTAT(1992,1993).

CORRELACIÓN AHORRO PRIVADO Y PÚBLICO Gráfico 111.2

10

5

o

—5

O(-5

O

O

—10lo

AHORROPRIVADOFuente:EUROSTAT(1992,1993).TasasdefinidassobreRentaNacionalBruta Disponible

15 20 25 30 35

CUADRO 111.1. CORRELACIóN SIMPLE ENTRE AMORRO FAMILIAR, POBLICO Y EMPRESARIAL

en tasas <1> en ECUS de 1985

0,16 1,18 1,06

en PPCs de 1985

1,84 1,33

<32,98) <14,720’ <30,96)

—0,13

(1,98)

—0,69

(7 , 03)

0,237

<18,24) (35,46)

—0,42 —

(5,65)

—0,58**

—0,81

(9, 13)<6,13)

0,018 0,190 0,3460,165

(1> Tasas definidas sobre

estadístico t.

renta bruta disponible de las familias. Entre paréntesis,

0,28

se

<35,06)

—0,88

<16,90)

0,535

casoel signoesperadoestambiénpositivo- En cuantoa la posiblerelaciónentre inflación y ahorro se pueden mencionardos razones para su

existencia.Por una parte, el valor real de los activos denominadosen

términos nominalesfijos, caeenperíodosde inflación - Por otra, cambiosrápidosen el nivel de preciosocasionanun clima de incertidumbreen elmercado,queafectaa la percepcióndel valor realde muchosactivos. La

pérdida de riqueza asociadaa la inflación llevará a que los individuos

consumanmenosy ahorrenmás- El aumentoen la incertidumbreeconómica

estimularáel ahorropor motivosprecaución.Ambosefectosactúanen la

mismadirección, cabiendoesperarunarelaciónpositivaentreinflación y

ahorrode las familias.

El papelquelos tipos deinterésdesempeñanenla función deahorroes teóricamenteambiguoya queestánpresentesun efectosustitucióny

uno rentaqueactúanen direccionesopuestas.En concreto,un aumento

en el tipo de rendimientodisminuye el coste presentede comprar una

unidadde consumofuturo, haciendoatractivosustituir consumopresente

por futuro demaneraqueseahorramás: el efectosustituciónespositivo -

Al mismotiempo, paraalcanzarel mismonivel deconsumoenel futuro, no

esprecisoahorrartanto. Es posibleahorrarmenosahoray consumirmás,

tanto en el presentecomo en el futuro. Por lo tanto, el efecto rentaconducea una reduccióndel ahorro. El signo de la relaciónentreambas

variablesserá,pues,una cuestión esencialmente empírica-

111.4.2. Estimacióncon la rentacorriente

En el cuadro III - 2 se presentanlos resultadosobtenidospara el

modelo recogido en la ecuación(111.1), que postula que las variables

relevantesparael ahorrode las familias son los valorescorrientesde los

distintoscomponentesde la rentay de los demásposiblesdeterminantes-

El mero hecho de que se trate de informaciónagregadade contabilidad

nacional, dondela variableahorro ha sido obtenidapor diferenciaentre

los datosderentadisponibley los de consumo,cuestionalaposibilidaddequela rentadisponibleseatratadacomounavariableexógena- Asimismo,

si las empresasy/o el sectorpúblico ven influidas susdecisionespor las

del sector familias (a través de la propiedadde las accioneso de su

90

CUADRO 111.2. SUSTITUCIóN DIRECTA ENTRE COMPONENTES DEL AHORRO.

SIMULTANEIDAD. MODELO ESTATICO <ecuación <iii.i0”

en ECU. de 1985

(1) (2> <3)

Ayf~

Asen

Asg~

Au~

0,15 ** 0,18 ** 0,19 **

(2,68> <3,00) (3,52>

—0,32 ** —0,48 ** —0,46 **

(2,01) (3,74> (4,71)

—0,16 —0,13 —

(0,63> (0,56)

0,06 0,03<1,11> <0,56)

0,57

(0 , 82)

0,24

(0,36)

1,10 ** 1,01 ** 0,86 **

<2,50> (5,53) (4,21>

Ar1~

A rc~

Test de sargan<2>

er1 orden

2~ orden

4,39 2,73 1,73

(7) (5> (3)

1,50 1,69 1,15

0,62 0,85 —0,24

(4) (5> (6)

—0,33 ** —0,45<2,06) (3,77>

—0,18 —0,13

(0,89> (0,71>

0,06 0,05<1,40) <0,94>

0,46<0, 50)

0,004(0,004>

1,46 ** 1,31

(2,75> <5,88)

4,63(7>

1,45

1,13

2,31

(5)

1,76

1,03

H0: (8sf/8se> = —í<~> 2,15’ 1,35 1,44

* *2,49 1,76

H0: (asf/ar) = —i<~> 4,30

H0: Ii1 — b (5)

4,17

1,52 1,22[40,76] [24,94]

** A.3,91 4,04

1,31 1,37[40,76] [24,94]

(1> La estimación se ha realizado en primeras diferencias y los instrumentosutilizados han sido los retardos segundo y tercero de las endógenas (yf~.se y sg > presentes en la especificación y la contemporánea y el primerre~ardo áe las exógenas presentes (n , u, rc > - Entre paréntesis figura

t tel valor del estadístico t robusto a heterocedasticidad. T = 121.

2<2) contraste de sobreidentificación que se distribuye como una x con los

grados de libertad que figuran entre paréntesis.

<3> Estadístico t no robusto a heterocedasticidad en 1 —8sf 8sf

8yf8se

(4) Estadístico t no robusto a heterocedasticidad en 1 — ___ -4- 8sf8yf 8sg =0

<5> Contraste de igualdad de coeficientes descrito en el apéndiceIV, que sedistribuye como una F con los grados de libertad que figuran entreparéntesis.

en PPCs de 1985

0,15 ** 0,17 ** 0,17(2,88) (3,10> (3,64>

An~

—0,43**

(4,51)

1,16 **

(4,42)

1,16(3)

1,19

—0,14*

1,88

capacidadde voto), entoncestampocoesasvariablespuedensertratadas

como exógenas. Debe tenerse en cuenta que son los accionistas,principalmente,quienesdeterminanlas decisionesempresarialesy por lo

tanto, el nivel deahorro del sectorempresarialy que,por otraparte,los

votantesdesempeñanun papelpreponderanteen la determinaciónde las

decisiones del sector público, y por lo tanto, en su nivel de

consumo~5>-

En el apéndiceIII y enel cuadroAllí .1 de aquelapéndicepueden

encontrarsela descripción,y los resultadosobtenidosdeun contrastedeexogeneidadaplicado a todas las variables consideradas.El contrastemuestra que puederechazarsela hipótesis nula de que la renta de las

familiases exógena,demaneraqueestavariabledebeinstrumentarsecon

el objetivo de obtenerestimadoresconsistentes.Por otra parte, ni elahorro público, ni el empresarial permiten rechazar la nula de

exogeneidad,por lo quepodríanno instrumentarse- Sin embargo,parece

adecuadotratarlasasimismocomo endógenas.Además,todas las pruebas

realizadasen las quese instrumentaexclusivamentecon los retardosdela renta disponible resultan insatisfactorias ya que no superan el

contraste de sobreidentificaciónde Sargan. El resto de las variables

aparecencomo exógenasy así se consideranen lo quesigue-

Por lo tanto, los resultadosdel cuadro111.2 sonlos obtenidosde la

estimacióndel modelo de la ecuación(111.1) cuandosetiene en cuentala

existenciade simultaneidad,lo que requiereque seestimepor variables

instrumentales.Enla medidaqueel contrasterealizadosobreefectosfijos

versusaleatoriosconducea rechazarla nula de ausenciade correlación

entrelos efectosindividualesdepaísy los demásregresores(véaseúltimacolumnadel cuadroAIJ.2 del apéndiceII), se adoptael modelode efectos

fijos - Concretamente, se utilizan como instrumentosel segundoy tercer

retardo de la renta disponible de las familias, el ahorro empresarial y el

público, siempre que estánpresentes,y el valor contemporáneoy el

(15) En el cuadro A3.1 del anexo a este capitulo se presentanlos

resultadosobtenidosen nivelescon desviacionesortogonales,cuandonose tiene en cuenta la presenciade simultaneidad- Más adelante, secomparancon los recogidosen el cuadro111.2.

91

primer retardo de las variablesqueseconsideranexógenas(u~, n~, rl~ y

rc~) y que aparecenen la especificación.Se presentan, exclusivamente,

los resultados obtenidos bajo el modelo en primerasdiferencias¼E),yaque los resultadosobtenidos en niveles con variables artificiales (e

incluyéndolas como instrumentos) parecen tener problemas de

autocorrelación,y estaespecificaciónfacilita la comparaciónconelmodelodinámico tratadomás adelante.En el cuadroseincluye el resultadodel

test deSargande restriccionesde sobreidentificación,que se distribuye

asintóticamente como una ~2 Se recogen, asimismo contrastes de

correlaciónde los residuosdeprimery desegundoorden, quesereflejan

en las filas 111erorden”y “2Q orden”, y quesedistribuyenasintóticamentecomo una normal estándar.Las filas antepenúltimay penúltima serán

comentadas más adelante, mientras que la última fila recoge un contraste

de igualdadde coeficientescuyadescripciónsepresentaen el apéndice

IV y quesedistribuye comounaF - Sucintamente,estecontrastepretende

dilucidar si la restricciónimpuestade igualdaddecoeficientespara todos

los paisesesadmisiblepor los datos.Los estadísticost presentadossonrobustosa heterocedasticidad-

Los resultadoscualitativossonprácticamenteidénticosbajolas dosdefinicionesde las variableselegidas(con tipos de cambioo ppcs), en elsentido de que el signo de la relación de dependenciadel ahorro con

(16) La estimaciónen primerasdiferenciaspor MCO proporcionalos

siguientesresultados:

en ecus:

Asf~ = 0,20 hyt -0,17 Ase -0,44 Asg +0,74 Aa -0,08 Arí +0,92 Aro +0,01 ñut t t t t t t

en ppcs:

— 0,19 Ayr -0,18 Ase -0,43 Aq +0,79 Aa~ -0,23 Arí~ +1,17 Are +0,01 Au~(6,21) (2,29) (5,52) <1,61) (0,40) (3,43) (0,40)

donde, entre paréntesis, figura el valor del estadístico t robusto aheterocedasticidad.Obsérvenselas diferenciascon las estimacionesennivelespresentadasenel cuadroA3 - 1 delanexoa estecapítulo,obtenidascon la transformaciónen desviacionesortogonales.

92

respecto a las distintas variables explicativas es el mismo~’7~

En primer lugar, el ahorroempresarialaparece,sistemáticamente,

con signo negativoy es significativo estadísticamente- Por su parte, elpúblico parecetenerunaincidencianegativasobreelahorrofamiliar pero

parececarecerde poderexplicativo bajo las dosdefiniciones,de manera

que puedehablarsede sustituciónentreahorro de las familias y de las

empresas,pero no entre ahorro de las familias y público. En otraspalabras,las decisionesde ahorrodel sectorfamiliasvieneninfluidas por

las decisionesde ahorro del sectorempresarial-

Los resultadosdel contrastedesobreidentificaciónparecenindicar

que los instrumentosson adecuadosen todos los casosy no se detectaautocorrelaciónde primero ni de segundoorden, por lo que no se hace

necesariorealizarningún tipo de corrección-

El resultadodel contrastesobrela sustituciónperfectaentreahorro

familiar y los demáscomponentesdel ahorronacionalse resumeen la fila

antepenúltima,dondese refleja la sustituibilidad del ahorroempresarialy en la penúltima, donde se presenta la del sector público.

Concretamente, en estas filas se recoge el estadístico t de

1 — asf + y 1 — 8sf + 8sf , respectivamente, de manera queayf ¿9se ayf asg

cuandono sepuederechazarla hipótesisnula de que estasexpresiones

son cero se puede establecerque la sustitución es perfecta- De los

resultadospresentados,se concluye que la restricción no se puederechazarenel casodelahorroempresarial,cuandolaespecificaciónesen

ecus y se puederechazarmarginalmentecuandola especificaciónes enppcs. Con respecto al ahorro público, en todos los casos se rechaza la

nula. Por lo tanto, existe cierta evidenciade que la sustituciónes total

cuando es en relación alahorroempresarial y en cambio, las decisionesde

ahorro familiar no se alterancon los cambiosen el ahorropúblico -

(17) La estimación con las variables definidas en monedanacional

conducea un resultadonuméricomuy distinto, aunquecualitativamentesimilar, debido a que la variación en la variable dependientey en lasexplicativas es mucho mayor a causaexclusivamentede la unidad demedidaelegida.

93

En cuantoa las dosvariables que podríanrecogerel efectode la

incertidumbresobrelas decisionesde ahorro(u~ y u) pareceque tienenel signopositivo esperado,demaneraqueaumentosenestasvariablesse

traducenenaumentosenelahorrofamiliar, aunqueno esestadísticamentesignificativo - Por su parte, la relaciónentre ahorroy tipo de interés

aparecesiemprecomo positiva, por lo quepodría concluirseque domina

el efecto sustitución- En cualquiercaso, el valor de los estadísticost es

muy reducidocuandoseincluyentodaslas explicativas, (columnas(1) y

(4)), debido, seguramente,a la presenciade cierta multicolinealidadentre las variables de incertidumbre,por una parte y las de tipos de

interésa corto ya largo, porotra, Con el objetivo deeludiresteproblema

se 0pta por estimar el modelo incluyendo sólo una de ellas en cada

especificación,con el resultadode que la variable de tipo de interésa

corto plazo sigue manteniendosu poder explicativo, pero en cambio elresto de las variablespresentanunvalor del estadísticot muy reducido,

por lo que se 0pta por prescindir de ellas en la especificaciónfinal(columnas(3) y (6)). Cabeseñalarque el tipo de interésa corto plazo

puedeestaraproximandoel tipo a largo, ya que estees más difícil de

medir.

El contrastedela restriccióndeigualdadde coeficientesparatodos

los paises, recogidoen la última fila, no permite rechazarla hipótesis

nula, por lo que puede hablarsede homogeneidadentre paises en la

consideración de los componentesde la renta relevantes para las

decisionesdeahorro- Por lo tanto, los coeficientesestimadosy recogidos

enel cuadrosintetizanadecuadamenteel comportamientodeestegrupode

países, en el sentido que las peculiaridadesnacionalesno presentan

diferenciasestadísticamentesignificativasentreellos<íA).

Unaformadecalibrarelpapelqueel tratamientode la endogeneidad

ha desempeñadoen la obtención de los resultados es presentar

estimadoresintragrupos o en desviacionesortogonalesdel modelo en

(18) En el Apéndice IV puedeencontrarseuna discusión sobre los

distintos contrastesque puedenrealizarsesobre las restriccionesdeigualdadde coeficientesimpuestaspara todos los países.En el cuadroAIV.1 de aquél apéndicepueden encontrarse los resultados de lasestimacionesindividuales.

94

niveles, que hubieransido consistentessi todos los regresoresfueran

exógenos.En el cuadroA3 .1 del anexoa estecapítulo se ofrecenestasestimaciones,en lasquedestacael papelquedesempeñanlas variablesde

incertidumbrey el nulo papeldel ahorroempresarial,queno aparececomoestadísticamentesignificativo - Asimismo,en la últimafila deaquelcuadro

se recogeel valor del contrastede Hausmansobrela hipótesisde que los

efectosindividuales no estáncorrelacionadoscon los regresoreso, deforma equivalente, un contrastede efectosfijos versusaleatorios.Se

observaque en todos los casossepuederechazarla nula deausenciade

correlación,por lo que los estimadoresdeefectosfijos sonlos adecuados

paraanalizarestarelación.Tal comoilustra la comparaciónde los cuadros

111.2 y A3.1, la ausenciadeun tratamientoadecuadode la endogeneidad,

o su falta de consideración, conlíeva problemasde consistenciaquepuedenresultardeterminantesparalas conclusionesobtenidas-

Cabeaventurarpuesque, conformea la evidenciarecogidaaquí,

y presentadaen el cuadro111.2, un aumentoen el consumo(inversión)

público, que no viniera acompañadodemayoresimpuestos(esdecir, unareduccióndel ahorro del sectorpúblico>, no comportaríaun aumentoen

el ahorro de las familias, que compensara, aunque sólo fuera

parcialmente,la reducciónen el ahorropúblico asociadaa estavariación

en el consumo(inversión). La presiónal alza sobrelos tipos de interés

quepodríaejercer,”ceterisparibus”, la financiacióndeestedéficit podría

tener, en cambio, un impacto positivo sobreel ahorrofamiliar. Teniendo

en cuentasolo el primer efecto, el ahorro nacionaldisminuiría, en igual

medidaen que lo haríael ahorropúblico y la actuacióndel segundode

estosefectosllevaríaa queseobservaraun aumentodelahorro familiar -

En cambio, unareducciónen los impuestosquerecaensobrelas empresas

y su sustituciónpor impuestosquerecaensobrelas familias, comportaría

un aumento en el ahorro empresarialque sería compensadocon una

disminución del ahorro de las familias, ya que estas rasgan el velo

societario.

95

111.4.3. Estimaciones con la renta permanente

En la medida que se considereque los valorescorrientes de lasvariableso bien no son los principalesdeterminantesde las decisionesde

ahorro o bien no constituyen una buena aproximacióna los valores

permanentesde las variables, sehacenecesariopostular otro marco de

análisis. Aquí se 0pta por la especificaciónrecogida en las ecuaciones

(111.3) y (111.3?), teniendo en cuenta el mecanismode expectativas

adaptativasformuladoen (111.2)-

El modelo se estima en primeras diferenciasy se utilizan como

instrumentoslos retardostercero y cuarto de la renta disponible, delahorroempresarial,público y de las familias, y la contemporáneay los

retardosprimeroy segundode las variables exógenas,u~, n~, rl~ y rc~

presentesen la especificación.Los resultadosobtenidossepresentanen

el cuadroIII.3~’~>. Las columnas(1) a (3) y (5) a (7) se corresponden

con el modelo de la ecuación(111.3),mientrasquelas columnas(4) y (8)

se refierena una versiónde la ecuación(111.3’).

En las columnas(1) y (5) se recogenlos resultadosobtenidoscon

el modelo más general, donde se han incluido todas las variables

explicativas, con las definiciones en ecusy en ppcs, respectivamente-

Bajo estaespecificación,ni el ahorroempresarialni el público aparecen

como estadísticamentesignificativos- En todos los casoslos signos de la

relación son los esperados:negativos para las variables de ahorro y

~ La estimación por MCE? del modelo en primeras diferencias

proporcionalos siguientesresultados:

en ecus:

Asft 0,33 Ayt~ -0,20 Ase~ -0,38 Asg~ +1,11 Ant +0,21 Ar1~ +0,87 Aro~ +0,02 Au~ -0,19 Ac~1

(6,95) (3,31) (6,66) <2,19) (0,31> (2,07> (0,47) (3,88>

en ppcs:

As! — 0,32 Ay! —0,21 Ase -0,39 Asg +1,23 A,t +0,09 Arí +1,12 Arc +0,02 ñu -0,18 Act t t t t t t t-1

(6,81) <3,73) (6,54) (2,01) (0,12) (2,25) (0,36) (3.62)

donde, entre paréntesis,figura el valor del estadístico t robusto aheterocedasticidad.

96

CUADRO 111.3. SUSTITUCIóN DIRECTA ENTRE COMPONENTES DEL AHORROValores permanentes de las variables. Modelo dinámico (1>

en ECUs de 1985

(1) <2) <3) <4)

en PPC de 1985

<5) <6) <7) <8)

0,58 ** 0,52(4,64) (5,21)

—0,15 —0,28 *

(1,11) (1,91)

—0,09 —0,28(1,37) (3,30)

0,12 **

(2,39)

0,54 ** 0,79(3,07> (5,27)

—0,22 ** —0,40(2,59> (1,99)

—0,01 —0,35(0,09> (3,32)

0,15 **

(8,33)

0,59 ** 0,57 0,50 0,68

(4,21) (5,69) (3,02) (4,88>

—0,15 —0,30 * —0,23 ** —0,30(1,07> (1,80> (3,80) (1,47)

—0,09 —0,28 ~(1,16> (3,27) (0,26)

0,14 **

(2,10>

1,92 1,10 *

(2,65) (1,68)

1,43 —

(1,48)

0,31 0,70<1,00) (3,04)

1,25 *

(1, 88)2,45 ** 1,41

(2,78) (1,61>

1,84(1,60)

0,51(1, 64)

* 0,36 0,77 **(0,84) <2,25)

—0,49 .~—0,42 **

(3,84) (3,96)—0,41 ** —0,73(2,64> (4,60)

—0,51 ** —0,48 .~—0,38 ** —0,62 **

(3,34) (4,45) (2,57> (4,10>

0,21 *

(1, 89)0,10

(1, 09>

0,21 *

(1,89>0,20

(1, 58)

Test de Sargan<2~er

1 orden

22 orden

a :<3sf/6se)— J33) 2,74O

E :(Ssf/8r)=—1<4> 2,23o

E0: b1 — b~

5~ -

7,24 7,46(12> (8)

6,89(6>

1,68(6)

—1,88 —1,16 —1,78 —2,03

—1,86 —0,98 —1,26 —2,43

1,07

1,53

0,99 —0,41

2,22 —0,73

6,06(12)

5,44 4,70(8> (6)

1,80(6)

—2,07 —1,63 —1,65 —2,01

—2,02 —1,39 —0,86 —2,09

2,04

3,34

2,74 2,30[48,67] (32,85]

0,83 1,30 0,06

1,47 3,09 —0,15** **

2,41 2,05[48,67] [32,85]

(1> La estimación se ha realizado en primeras diferencias y los instrumentos utilizadosen todas las especificaciones han sido el retardo tercero y cuarto de yf~. set~ sg~.~‘ ~ y la contemporánea y los retardos primero y segundo de u , n~, rlt y rc~,presentes en la especificación. Entre paréntesis figura el valor del éstadistico t

robusto a heterocedasticidad. T 121.

2(2> contraste de sobreidentificación que se distribuye como una x con los grados delibertad que figuran entre paréntesis.

<3) Estadístico t robusto a heterocedasticidad en 1 —

<4) Estadístico t robusto a heterocedasticidad en 1 —

8sf + 8sf

~ 8se

Ayf~

A set

Au~

An~

Arl~

Arot

—0,34 **

(3 ,98)

0,18 **

(9 , 39)

Ac~1

Ase t—1

1,56 *

(1, 64>

Asg~1

0,67<2, 18)

—0

8sf 8sf+ __ =0

~;;~ 8sg

(5) contraste de igualdad de pendientes para todos los paises. Véase apéndice IV para unadescripción.

positivos para las variables de incertidumbre, que aparecen como

estadisticamentesignificativas- Asimismo, las variablesdetipo de interés

aparecencon signo positivo, tal comoocurríaen la especificacióncon las

variablescorrientes,pero no aparecencomo significativas-

Las pruebasrealizadasparaacotarlas variablescon mayorpoder

explicativo llevana poderafirmar queelahorroempresarialtiene, a cortoplazo,un efectonegativoy significativosobreelahorrofamiliar, mientras

que la significatividad del ahorropúblico parecedependerde la variable

de incertidumbrequeseadopte.Porunaparte, si seincluye la inflacióncomo únicavariablede incertidumbrey el tipo de interésa cortoo a largo

(columnas(2) y (6)), tanto elahorropúblico comoel empresarialaparecen

como estadísticamentesignificativos, con el signo negativoesperado.Sin

embargo,cuandosólo se incluye el paro para recoger incertidumbre,

tanto si seincluyen como si no variablesde tipos de interés, el ahorro

público pierde toda capacidadexplicativa, tal como se recoge en las

columnas(3) y (7) - Una posible explicación de esteresultadodeberíabuscarse en el carácter cíclico de los ingresos impositivos y,

consecuentemente,del ahorro público, que dificultaría desentrañarelpapel desempeñadopor la variable u del desempeñadopor sg~. En

t

cualquiercaso,la tasadevariacióndelparotieneun efectopositivosobreel ahorrofamiliar, reforzandosuinterpretacióncomovariablequemide la

incertidumbrede la rentafutura.

Los coeficientesestimadosde los valorespermanentes(o de largoplazo) y sus estadísticost se presentanen el cuadro 111.4 donde la

numeraciónde las columnassecorrespondencon las correspondientesdel

cuadro111.3. El coeficientedela rentagira entorno a 0,20, lo queparece

un valor razonable.Los ahorrospúblico y empresarialaparecencon el

signo negativoesperadoy de nuevo sereproduceel resultadoobtenido

parael corto plazode que la significatividad del ahorro público depende

de si el paro estáo no presenteen la especificación.En cualquier caso,

el ahorro empresarialaparececomo significativo y en el largo plazo la

inflación no tiene efectos significativos sobre el ahorro, ya que la

incertidumbre sedespeja,mientrasque los tipos a corto si la tienenyaque siguenestandopresentesrestriccionesde liquidez.

97

CUADRO III.4.COEFICIENTES ESTIMADOS DE LARGO PLAZO<’>

0,18 0,17 0,21 0,21(2,95) <2,89) <2,16> <1,80>

—0,30 —0,49 —0,38 —0,68(1,22> (2,33) (1,74) <0,92)

—0,18 —0,48 —0,02 0,54(1,17) (2,69) (0,09) (1,21)

0,25(1, 68)

0,26(2, ~

0,16 0,18 0,19 0,16<2,85) <2,63) <2,27) <2,34)

—0,31 —0,57 —0,37 —0,52(1,32) (2,19) (2,27) (1,27)

—0,18 —0,54 0,05 —0,33(1,48) (3,55) (0,26) (1,41)

0,29(1,38)

en ECIJa de 1985

(1) (2) (3> (4)

en PPC de 1985

(5> (6) <7) (8>

3,80 1,91(1,77) (1,33>

2 , 82(1,48)

0,61 1,21(0,91) (3,46)

4,67(1,05)

1,90(1,36)

= —1 2,31 1,92 1,45 0,12

3,78 2,05 3,01 0,53

4,99 2,70(1,64> (1,26)

3,76 *

(1, 73)

0,73 1,47(0,77) (2,62)

2,87

15,06

Ay f

Ase

Asg

Au

An

Arí

Aro

0,30(3,23)

o

o

<asf/ase)

(asf/at) = —1

4,12(1,11>

1,03 2,05

1,98 4,98

1,78(1,99)

0,73

2,27

(1) Los estadísticos t se obtienen a partir de un desarrollo de Taylor.

En resumen, parece deducirse que tambiénen el caso en el que se

adopten los valores permanentes de las distintas variables relevantes

(columnas (1) a (3) y (5) a (8)), las familias consideran el ahorro

empresarial (los beneficios retenidos)como parte de su renta mientras que

el papel del ahorro público es más ambiguo. En realidad, los contrastes

realizadosparadeterminarsi la sustituciónentreel ahorrode las familias

y el de los demás sectores es perfecta (filas antepenúltima y penúltimadel

cuadro 111.3) parecenseñalarque es así en el corto plazo, tanto en

relación al ahorro empresarialcomo en relación al público, cuandoéste

aparececomo significativo, pero no en el largo plazo- Las discrepancias

con los resultadosobtenidosparael ahorrodel sectorpúblico cuandolasvariablesincluidaseranúnicamentelos valorescorrientes(cuadro111.2)

puedenjustificarse por el hechode que a corto plazo, la relación entre

decisionesde ahorrode las familias y del sectorpúblico puedesermuy

reducidae inclusoinexistente,mientrasquea largoplazola incidenciade

estesectorseve como permanente.

Asimismo, el hechodequeel coeficientedel ahorropúblicoaparezca

como significativo estadísticamentey con valor negativoesindicativo de

la existenciade sustituciónentreel consumoprivado y el público.

Determinarsi sonlos valorescorrientesde lasvariables,demanera

que el ajustees instantáneo,o bien sonlos permanenteslos que influyen

en las decisionesde ahorro de las familias puedeverse, sencillamente,

como un contrastesobrela significatividad estadísticade los retardosde

las variables explicativas en la especificación.La inclusión de valores

retrasadosde todaslas variablesendógenasy exógenasno haproducido

ningúnresultadoclaro, debidoseguramenteal reducidonúmerodegradosde libertad, Es decir, cuandoseincluyen todos los retardosno aparecen

comoestadísticamentesignificativosningunodeellos, conla excepcióndel

retardodel consumo~20>.En realidad, cuandose pruebasin el consumo

(20) La estimaciónpor MCO del modelo en primeras diferencias

proporcionalos siguientesresultados:

en ecus:

(continúa. -.)

98

retrasadoun período, los retardosdel resto de las variablessiguen sin

aparecer como estadísticamente significativos - Por lo tanto, cabriapensar

que las decisiones de ahorro se toman en función de los valores

permanentes,tantode la rentadisponiblecomo delrestode las variables,

tal comosededucede los resultadospresentadosen las columnas(1) a (3)

y (5> a (7).

Un análisismásdetalladoconfirma quelos valoresesperadosde las

variables exógenas(de incertidumbre y coste del endeudamientoy de

oportunidad) son los relevantes,ya que en ningún caso su retardo

aparececomo significativo. En cambio, paralas dosvariablesde ahorro

la evidenciarecogidaesmásambigua.En concreto,y tal como serefleja

en la columna (4) del cuadro 111.3, bajo la especificaciónen ecus, elretardodelahorropúblico noaparececomoestadisticamentesignificativo,

mientrasque el del ahorroempresarialmarginalmentesí - En cambio, bajo

la especificaciónen pps (columna (8)), el retardo del público aparececomo marginalmentesignificativo, mientras que el retardo del ahorro

empresarialcarecedetodasignifícatividadestadística- Cuandoseincluyeel paro como variable explicativa, ninguno de los dos retardosaparece

como estadísticamente significativo. Por lo tanto, parece dominar el

(20)< - - .conttnwacl6n)

Ast = 0,32 -0,21 Ase -0,39 Asq +1,18 An~ +0,38 Arí +0,71 Arc +0,002 Aut

(6,99) (3,39) (6,84) (2,15) (0,53> (1,88) (0,03)

-0.02 Ac +0,05 Ase +0,09 Asg +0,32 An +0,55 hrl -0 39 Aro -0,006

(4.11) <1,21) (1.67) (0,55) (0,87> (0,91> (0,14)

en ppcs:

Asf~ = 0,31 Ayz -0,22 Ase -0,38 Asg .1,32 An~ -0,34 Ar1~ +0,96 Arc~ -0,0002 Aut

(6.94) (3,81) (6,39) (2,01) <0,40) (1,98) (0,004)

-0.19 Ac~1 +0,08 Ase~1 +0,10 A59t1 +0,54 An~1 +0.92 Ar1~1 —0,57 Arc~1 -0.003 Au~1(3,81) (1,32) (1,78) (0,75) (1.22) <1,14) (0,05)

donde, entre paréntesis,figura el valor del estadísticot robusto aheterocedasticidad-

99

resultado de que la respuestadel ahorro familiar a estasvariablessigue

un proceso de ajuste a lo largo del tiempo y dependede sus valores

permanentes.

Parece,así,quehayevidenciadeque las decisionesde las familias

en materiade ahorrosetomanenfuncióndelvalor esperadoo permanentede la rentadisponible, los tipos de interésy la inflación. En cambio, no

pareceque la evidenciaseatan robustaen cuantoal papeldesempeñado

por los valorespermanentesde los ahorrospúblico y empresarial,aunque

parece que predominen los valores permanentesfrente al ajuste

instantáneo-

Un resultadoque destacaen estemarcoesprecisamentequeen el

casodel ahorroempresarialla sustituciónes,a corto plazo, perfecta. Es

decir, no puederechazarsela hipótesisnula de que un aumentoen elahorroempresarialsecompensauno a uno conunareducciónenel ahorro

de las familias. Sin embargo,en el largo plazo, aunqueel ahorro del

sector empresariales consideradocomo un componenteadicional de la

rentade las familias, un aumentoen los beneficiosretenidosesperados,tendráun menorefectoexpansivosobree] consumoqueel producidopor

un aumento en alguno de los componentesde la renta disponible

permanentede las familias, y consecuentemente,el ahorro familiar

disminuirá ligeramente.En otras palabras,la existenciade sustitución

parcialentreahorroempresarialy de las familiasenel largoplazoimplica

que se puedenproducir recomposicionesdel ahorro privado (y, por lo

tanto, del nacional)pero su nivel permanecerelativamenteinalterado.

Un resultadosimilar se obtiene a corto plazo para el ahorro delsectorpúblico ya que en estecaso, la sustituciónes tambiénperfecta,

resultado que no se produce si se consideranúnicamentelos valores

corrientesde las variables: a la luz de los resultadosobtenidosaquí, el

valor corrientedel ahorropúblico no esrelevanteparalas decisionesde

ahorrodel sectorfamilias, pero en cambiosilo essu valor esperado.De

nuevo, los tipos reales de interés a corto plazo aparecen como

estadísticamentesignificativos, confirmandoel resultadoobtenidobajo la

especificacióncon los valoresobservadosde las variables- La relación

positiva indica queel efectorentaseve dominadopor el de sustitución,

100

de maneraquemayorescostesdeendeudamientohacenpreferibleahorrar

más hoy paraconsumiren el futuro - La reducciónexperimentadapor los

tipos de interésreal puedeexplicar partede la calda producidaen elahorrode las familias -

Por otra parte, la tasade inflación aparececomo estadísticamente

significativa consignopositivo enel cortoplazo,lo quepuedereflejar que

esta variable recoge incertidumbre- El hecho de que pierdasígnifícatividad en el largo plazo puede reflejar la solución de esta

incertidumbre-

El contrastesobrelahomogeneidadde la respuestadelahorrodelas

familias a las variablesen los diferentespaíses,cuandosepostulaquelas

decisionesse adoptantomandolos valores esperadosde las variables,

pareceseñalarque las diferenciasentrepaísessonsignificativas-

111.5. Resumeny conclusiones

Lasdecisionesdeahorrodel sectorpúblico y delsectorempresarial

puedendesempeñarun papelmáso menosimportanteen la determinación

de la rentadisponiblede las familias, y a travésdeella, incidir sobrelas

decisionesde ahorro de este sector. Adicionalmente, también pueden

afectardirectamentea la decisiónde posponerconsumoadoptadapor las

familias, si éstasconsideranalahorrodeestossectorescomoun sustituto

perfecto o imperfectodel propio. Las razonesque puedenjustificar tal

comportamientodebenbuscarse,porunaparte,enquelas familiassonlos

propietarios últimos de las empresas,y, por lo tanto, son capacesde

rasgarel velo societarioy coordinarsuactuacióncon la de las empresas.

Por otra parte, las familias, con su voto, orientan las decisionesde

política fiscal y, consecuentemente,las del ahorrodel sectorpúblico, lo

que les permiteconsolidarsuactividadcon la de estesector.

En estecapítulosehaabordadoel contrastede la hipótesisde que

los consumidoresincorporan las decisionesadoptadasen los sectores

empresarialy público ensufunción deahorro. Se consideraun modelode

consumo/ahorroconvencionalquepostulaquela rentadisponibleexplica

101

el ahorroy seestimauna función de ahorrode las familias en la que los

ahorrosde estosdos sectoresaparecencomo variablesexplicativas- La

determinacióndel concepto relevantede renta para las decisionesde

ahorrode las familias con el objetivo de delimitar el nivel de agregaciónimplícito en las decisionesadoptadasporestesector,ha sidoabordadaen

varios trabajos- En estesesigueel enfoquepropuestoen Koskelay Viren

(1986),aplicadoa datosdepanelconunametodologíaacordeconel modelo

explicitado, estimándoseuna función de ahorrodel sectorfamilias.

Cuando se suponeque son sólo los valores corrientes de las

variableslas que determinanlas decisionesde ahorro de las familias, se

puedeconcluir queestasconsideranel ahorrode lasempresascomopartede su renta, mientras que el papel desempeñadopor el ahorro público

pareceque esirrelevante- En cualquiercaso, si las decisionespúblicas

enmateriadeahorrosontenidasencuentapor las familias, no seproduce

unacompensaciónplenaentreambossectores,por lo quela política fiscal

essiempreefectivaen el cortoplazoa la hora de incidir sobreel consumo

y el ahorro familiar. En cambio, la evidencia recogida para el ahorro

empresarialapuntahacialapresenciadesustitucióntotalenprácticamentetodos los casos- Es decir, las familias consideranel ahorro empresarial

como propio.

En cambio, si la renta relevante para las decisiones es la

permanenteo esperada,entoncesel valor esperadodel ahorro público

tambiénincide sobrelas decisionesdeahorrodel sectorfamilias, pero detal manera que la sustitución no es perfecta- Asimismo, el ahorro

empresarialsustituye sólo parcialmenteal familiar, de maneraque un

aumentoen los beneficios retenidosesperados,tendráun menorefecto

expansivosobreel consumoqueun aumentoidénticoenalgúncomponente

de la rentapermanentedisponible de las familias.

De la evidenciarecogidaaquí sedesprendeque variacionesen el

ahorropúblico, a cortoplazo, no afectanal ahorrode las familias si no es

vía renta disponible. En concreto, una subida de impuestosdirigida a

contraer el consumoseráefectiva en el corto plazo, es decir, si estasubidano seve comopermanente,ya queal reducirsela rentadisponible,

tanto el consumocomo el ahorro se contraerán- Sin embargo,si este

102

cambio se mantienede maneraqueseproduceun aumentopermanenteen

el ahorropúblico, queafecteo no a la rentadisponible, la relaciónentreamboscomponentes pasa a tenercaráctersustitutivo, lo quecomportauna

reducciónen el ahorro familiar de tal magnitud que, sin embargo,el

ahorronacionalaumenta,impulsadoporel crecimientodelahorropúblico -

Consecuentemente,si no se alterala rentadisponible de las familias (p.ej. con una disminucióndel consumopúblico) seproduceun aumentodel

consumoprivado. En cambio, en el largo plazo, una variación en los

impuestosque implique un mayordéficit público serápoco efectivopara

alterar el consumo, ya que la mayor parte del ajuste se realizarávíaahorro. En cambio, si la variación en los impuestosque determinanla

rentadisponiblede las familias va acompañadode unamodificaciónde los

gastosque no lo altera, (p.ej - unavariaciónen inversión)de maneraqueel ahorro público se mantiene constante, entoncesla política fiscal

afectaráal consumoy al ahorroen la direccióndeseada.

Porotraparte,los resultadospresentadosindicanque,mientrasen

el corto plazo los aumentosexógenosen el ahorro societario se veran

exactamentecompensadoscon disminucionesen el ahorro familiar, en el

largo plazo, se afectaráel nivel del ahorro privado, produciéndoseun

incremento de menor cuantía que el observado en el componente

empresarial- Por lo tanto, en el largo plazo, no solo se producen

alteracionesen la composicióndelahorronacionalsinotambiénenel nivel.

Deello sededuceque, todapolítica tributaria recaudatoriamenteneutral,encaminadaa estimularde formapermanenteel repartodebeneficiospor

partede las empresas,vendráacompañadadeun aumentoen el ahorrode

las familias, mayorenel corto queenel largoplazo. En realidad,mientras

queen el corto plazo,el ahorroprivado solo cambiaráde composición,en

el largo plazo, variará sunivel en la mismadirección queel cambioinicial

en el ahorroempresarial,pero enmenorcuantía.Así, la atenuaciónde la

doble imposiciónde dividendosenel impuestosobrelarenta,en la medida

que puedeactuar de estimulo al repartode beneficios, conduciráa unmayoresfuerzoahorradorporpartedelas familias, peroa unareducción

en el ahorro privado. El aumento en la renta disponible se ahorrará

parcialmentey el consumoprivado creceráligeramentea largo - El ahorronacional no sólo verá alterada su composición, sino que también

experimentaráuna reducción. En realidad, para afectar al nivel de

103

consumo privado a largo plazo se será más efectivo si se producen

modificaciones en el gasto público, que no vengan acompañadasde

variaciones en los impuestos que incidan sobre el nivel de la renta

disponiblede las familias.

El resultado obtenido para el sector público contrasta con lospresentadosen Koskelay Viren (1986) dondese concluyeque el ahorro

público tiene solo un efecto (temporal) a corto plazo sobre el consumo

privado mientras que a largo su impacto es nulo - La no utilización de

variablesinstrumentalescuandoel modelo especificadoasí lo requiere,

puedeestaren la base de tal discrepancia.En cambio, los resultados

obtenidosparael ahorroempresarialsoncualitativamentelosmismosy vanen la mismadirecciónque los que sepresentanen Marchante(1986)para

el largo plazo-

Asimismo, de los resultados obtenidos aqui sepuedeconcluir que

la tasaesperadade variaciónde los preciosinfluye a corto plazosobrelas

decisiones de ahorrode las familias de forma positiva: a mayor inflaciónesperada,mayorahorro- Generalmente,unamayor inflación implica una

mayor variabilidad de precios relativos, por lo que se produce una

asociaciónpositiva entreaumentode preciose incertidumbre,asociaciónque puedeexplicar el signo estimado de la relación entre inflación y

ahorro.La tasadevariacióndel desempleotambiénpuedeaproximarestos

factores de incertidumbre, por lo que el hallazgo de una influencia

positiva sobre el ahorro puede verse como una confirmación de esta

interpretación.Asimismo, a la luz de los resultadospresentados,puede

concluirsequelos tiposde interésreala cortoplazo, tanto los observadoscomo los esperados,inciden sobre las decisionesde ahorro con signo

positivo. En la medida que los tipos a corto recojan el coste real del

endeudamiento,el resultadoobtenidorecogela relaciónnegativaquecabe

esperarentreprecioy demanda:a mayorcostedel endeudamiento,menor

demandade crédito, y menor consumo, y por lo tanto mayor ahorro.

Cuando los tipos de interéssuben, las familias prefieren ahorrar y no

endeudarsepara consumir.

En cualquiercaso,cabedestacarquelasdecisionesdeahorrode las

familias se tomanenfuncióndel valor permanentedesu rentadisponible,

104

considerándosequeelahorroempresarialformapartedeella, aunqueconunaincidencia diferenciadaen relacióna otros componentesde la renta-

Asimismo, el papeldesempeñadoporel sectorpúblico esclaveya quesusdecisionesdeahorrodecarácterpermanenteformanpartedelas variables

relevantes para las decisiones de ahorro del sector familias,

independientementede su impacto sobrela rentadisponible- Ignorar la

existenciade talesmovimientoscompensatoriospuedeconduciral fracaso

de las políticasencaminadasa estimularel ahorro-

105

CUADRO A3. 1. SUSTITUCIÓN DIRECTA ENTRE COMPONENTES DEL AZORRO

Modelo estático <eq (111.1) 0~>

en ECU. de 1985

<1> <2) (3> (4>

en PPC de 1985

(5> (6) (7) (8>

0,07 ** 0,07 ** 0,08 ** 0,08 **

(3,04> (2,50) (2,95) (2,81>

0,02 —0,02 —

<0,18) (0,22)

—0,23 —0,29 * —0,34 ~(1,35) (1,95> <2,08) <2,01)

0,13(1,46)

2,55 ** 2,18 **

(3,81) (5,89>

0,23 **

(2,12>

1,97 **

(4,07)

0,09 ** 0,09 **

(3,07> (2,53)0,10 ** 0,10 **

(3,30) (3,28)

0,04 —0,005 — —

(0,57> <0,08>

—0,18 —0,25 * —0,31 ** —0,26 *

(1,17) (1,88) (2,09) <1,90)

0,17(1,67>

0,30(2,22)

3,41 ** 2,82 **

(5,08) <8,38>2,60 **

(5, 29>

1,27(0,79)

—1,32(1,48)

0,20 0,60 —

(0,22) (0,83>

—0,19 —0,31 —0,56 —0,37

—0,36 —0,15 0,33 —0,08

2,60 2,87 2,63

4,52 4,52 4,52

2,51

4,52

1,91(1 , 04)

—1,83 *

(1,86)—0,03 0,58 — —

(0,02> (0,67>

—0,68 —0,82 —0,89 —0,77

—0,98 —0,82 —0,04 —0,65

3,26

6,27

3,43

6,27

3,85

6,27

3 45

6,27

H :<asf/ase)——1<2> 10,54o

H :(asf/8r)——1<3~ 10,64o

H13: a1, b=a b~

4~ *1’ 1 6,16

a, b=a1, b<

5> 40,71

2 (6) 30,68x

10,23 11,78 11,30

11,32 9,80*

12,60

9,17 5,44 7,88

41,22 66,40 97,49* * *

25,24 13,29 5,15

10,96 11,44

5,52 8,29

9,70 12,86

4 59 6,51*

44,80 62,94 89,00*

32,76 25,41 16,40~ 12,34

<1) Estimación en desviaciones ortogonales. EstadístT=139 -

icos t robustos a heterocedasticidad.

8sf 8sf<2) Estadístico t no robusto a heterocedasticidad en 1 — — +

8yf8se=0

8sf 8sf<3> Estadístico t no robusto a heterocedasticidad en 1 — — + — = OByf Bsg

(4) Estadístico F descrito en el apéndice IV para el contraste de igualdad de coeficientesentre paises, donde e son las constantes y b las pendientes. En las columnas (1) y(5) se distribuye con ~56 y 76 grados de libert1&d, en las (2> y (6) con 40 y 94, en lascolumnas <3) y (7> con 32 y 103 y en las columnas <~) y (8) con 24 y 12 grados delibertad -

(5> Estadístico 1’ descrito en el apéndiceIV para el contraste de igualdad de coeficientesentre países, donde c son las constantes y b las pendientes. En las columnas (1> y(5) se distribuye con18 y 132 grados de libertad, en las (2> y (6> con 8 y 134, en lascolumnas (3) y <7) con 8 y 135 y en las columnas (4> y (8) con 8 y 136 grados delibertad -

2(6> contraste de Hausman de efectos fijos versus aleatorios. Se distribuye como una x con

7 grados de libertad en las columnas (1) y (5>, con 5 en las columnas (2> y (6>, con4 en las columnas (3) y (7> y con 3 en las columnas (4) y (8).

se

¡ t

sg~

ut

yt

rlt

rct

1er orden

2~ orden

RS5

TSS

Iv

AHORRO DE LAS FAMILIAS Y FINANCIACIÓN DEL DÉFICIT PÚBLICO

IV.1. Introducción

En este capitulo se intenta dar respuestaa la pregunta de si,empíricamente,la financiación del déficit público es relevantepara las

decisionesdeahorro. Setratadedeterminarsi cuandoserealizamediante

la emisión dedeudatieneefectosdistintossobreel consumoy el ahorroacuando se obtiene por Vm impositiva. La hipótesis de equivalencia

ricardiana sostieneque los agentesdescuentanlos futuros impuestos

implícitos en la deuda,demaneraquesusefectosrealesno difieren de los

derivados de los impuestos. En otras palabras, este supuesto decomportamientose basaen la observaciónde que los déficit únicamente

retrasanel pago de impuestosy dadoque el momentodel pagono afectaa la restricción presupuestariaintertemporaldel individuo, no puede

afectar a sus decisiones de consumo. En realidad, la hipótesis de

equivalencia ricardiana en su enfoque más actual puede verse

sencillamentecomo una implicación de la hipótesis de ciclo vital/renta

permanente,en un marco donde la presencia del sector público se

manifiestaa travésde su consumo,los impuestosy la deuda.

El debatesobrela hipótesisricardianacuestionadistintosaspectosde los efectosque los métodosalternativosde financiar el déficit tienen

sobrelaelecciónentreconsumoeinversión. El contrastedeestahipótesis

ha sido abordadoenun amplioabanicode trabajosquehansido objetode

revisiónen Bernheim(1987), y en Seater(1993). Los trabajosempíricos

deKochin (1974),Barro <1974),Feldstein(1974,1982), Kormendi(1983),Feldsteiny Elmendorf (1990) reflejan, en gran parte, los principales

enfoquesseguidosparaanalizarestacuestióndesdela perspectivade la

estimaciónde una función de consumo.

106

Según la revisión realizada por Seater (1993), el articulo de

Rormendí (1983) anida esencialmentetodos los contrastesprevios de

equivalenciaricardiana. En sutrabajo, Kormendiseproponediscriminar

entreun comportamientoacordecon los postuladoskeynesianosfrente a

uno querespondaa lo queél denominaenfoqueconsolidadoy que implicala satisfacciónsimultáneade la hipótesisricardianay de que las familias

integransuscuentascon las del sectorempresarial-hipótesisdeausenciade velo societario-. En concreto,bajoestesupuestode comportamiento,

los consumidoresactúan como si consolidaransus cuentascon las del

sectorpúblicoy las del sectorempresarial,demaneraquela distribuciónde la rentanacionalentrelos distintossectoresno afectaa susdecisiones

de consumo/ahorro.Así, la renta nacional y la riqueza (sin deudapública) constituyen los únicos determinantesdel consumoy, ni los

impuestos,ni el ahorroempresarial(los beneficiosno distribuidos)tienen

unaincidenciadiferencial. Laprincipal conclusiónqueobtieneKormendi,a partir de la estimación de una función de consumo, es que los

consumidoresconsideranque el gastopúblico constituyela verdadera

medidade la detracciónderecursosprivadosporpartedel sectorpúblico,y que por lo tanto, dado el gasto, no respondena cambios en los

impuestos.Los resultadosqueobtienepara la deudapública no sontan

concluyentes,puesel coeficienteestimadoesnegativoy estadísticamente

significativo, justificándoloen términosde incertidumbresobrelos flujos

futuros de impuestosy de rentas.

El artículo deFuster(1993)constituyeuno de los primerostrabajos

en esta área donde se utilizan datos de panel. En concreto, Fuster

contrastala satisfacciónde la hipótesisricardianaen cuatropaisesde la

Comunidad, aplicando la metodologlade ecuacionesaparentementeno

relacionadas(SURE), pero sin utilizar variables stock. El enfoqueen

aquel trabajo sigue el propuesto en Kochin (1974) y que también es

seguidoen González-Páramoy Raymond(1987) para el casoespañol,por

el quese realizael contrasteutilizando únicamentevariablesde flujo, en

concreto el déficit. La conclusión alcanzadaes que la hipótesis de

equivalenciaricardianano sesatisfaceensentidoestrictoenestospaises,

pero en cambio pareceque el sectorprivado, en la mayoríade los casos,

anticipa parcialmente los mayores impuestos futuros que el déficit

presentecomporta. Asimismo, Marchante (1986) utiliza datosde panel

107

paracontrastarla hipótesisde que las familias rasganel velo societario

paraun conjuntode trecepaisesde la OCDE a partir de la estimacióndeuna función de ahorro privado. Su principal conclusiónes que una

reducción en los dividendos incrementa el ahorro privado en una

proporciónmuy reducidaa largo plazo.

En este capítulo se estima la función de consumo agregado

propuestapor Kormendi, con las reformulacionescontenidosen Kormendiy Meguire (1990), queseintegra dentrodel marcode la hipótesisde ciclovital/renta permanente.La estimaciónse realiza sobreun conjunto de

paises de la Unión Europeaen el periodo 1970-90, con el objetivo de

contrastar si en este caso se obtienen las mismas conclusiones.Noobstante,el análisissecentraráendeterminarsi los consumidoresactúan

en consonanciacon la hipótesis ricardiana y la de ausenciade velo

societario,admitiendo, asimismo, la posibilidad de que la relaciónentre

el consumo público y el privado sea de complementariedado de

independenciay noúnicamentedesustitución,tal comopostulaKormendi.La principal aportacióndel capitulo esla aplicación a datosde panelde

este enfoque, que permite el contraste de ambas hipótesis decomportamientoa la vez y por separado.

En el siguienteapartadoserepasael modeloempíricoformuladopor

aquelautor, proponiendola interpretaciónde los coeficientesqueesmásacorde con las dos hipótesis de comportamiento que se pretende

contrastar. El apartadoIV. 3 contienelos resultadosobtenidosbajo una

especificaciónestáticadel modeloy el IV. 4 proponecontrastesadicionales

de laespecificación,incluyendoun análisisdinámico.En el apartadoIV. 5se discuteel papeldel nivel de endeudamientopúblico y de la rentaper

cápita en la determinaciónde los efectos que las variables del sector

público y los beneficios no distribuidos tienen sobreel consumode las

familias. En el ultimo apartadosepresentaun resumeny serecogenlas

conclusiones.

108

IV. 2. Modelo empírico

En esteapartadose revisa el modelo utilizado en Kormendi parasustentarsu análisis empíricoy que constituyela basesobrela que se

desarrollaestecapítulo.

Inicialmente, seconsideraque hayunapartedel gastopúblico queproporcionautilidad al sectorprivadoenel periodocorriente, el consumo

público, y otro que la proporcionaen el futuro, la inversiónpública. Se

supone que los agentesadoptan sus decisionesde consumo/ahorroteniendoen cuenta el control que ejercensobre todas las fuentes de

renta, queincluyen tanto las queprovienendel sectorprivado, entrelas

queseencuentranlas quesederivande lapropiedadde la empresa,comolas quesegeneranenel sectorpúblico. Se consolidanasíelsectorpúblico

y el privado y se incorporan en el marco de la hipótesis de la renta

permanente.La justificación de tal integraciónes que los consumidores

tienen un verdaderocontrol sobreel gastopúblico y su financiación, a

través de su voto, y sobre las decisionesde reparto de beneficios, atravésde la propiedadde las empresas.

Se postula, de acuerdocon la hipótesisde rentapermanente,que

el consumototal es unafracción constantede la rentapermanente.

Para contrastaresteenfoqueconsolidado,Kormendi especificayestima la siguiente ecuación, que consideraque debe verse como una

forma reducida:

(IV.1),y,+a,g+aw+atr+ tbn+awiv= a +a ~ 3 t 4 ~

+ ~se~+aR~ +e

dondect esel consumoprivado> y~ esel productonacional,~ esel gasto

público, w~ es la riqueza privada (sin deuda pública), tr~ son lastransferencias,bp~esla deudapúblicaviva, z~ sonlos impuestos,se son

t

los beneficios retenidospor las empresas(que se puedenasimilar al

ahorro empresarial),g~ son los interesespagadospor la deudapública

y e esel término de error. Con la estimaciónde estaecuación,Kormendit

109

pretendediscriminar entre el enfoqueconsolidadoy el keynesiano,a

partir de contrastesde cerosobrelos coeficientesestimadosya queestaespecificaciónanidaa ambos.Bajo el enfoquekeynesianoel consumose

considerafunción de la rentadisponibledefinida comoyfj y, - - se~+

tr~ + g~ y de la riquezaprivada, entrecuyoscomponentesseencuentra

la deudapública. Por lo tanto, enestemarco, la política fiscal puedeser

efectiva a través de su incidencia sobre los componentesde la renta

disponibley el volumendedeuda.En cualquiercaso,tanto la rentatotalcomo la riqueza en manosdel sectorprivado, que debeincluir tanto la

humanacomo la no humana,intentan aproximar la rentapermanentey,

consecuentemente,cabeesperarquesuscoeficientesseanpositivosbajo

ambosenfoques.

Unade las característicasdel trabajodeKormendies queconsidera

que bajo el enfoque consolidadoel coeficientedel gasto público, ~

deberíatenerun valor de -1. En realidad, esto seríaasí si el consumoprivado y el público fueron sustitutos perfectos en relación a lasdecisiones de consumo/ahorro, mientras que si fueran sustitutos

imperfectosel coeficientedeberíasituarseentreO y -1. Sin embargo,no

hay ninguna razón para pensarque la única relación posible entre el

consumoprivado y el público es la de sustitución y cabríaconsiderarlaposibilidadde quefuerancomplementarioso ambascosasa la vez (Rarras

(1994)).Mientrasalgunaspartidasdel consumopúblicoparecensustituir

al consumoprivado (por ejemplo, enseñanza,becasde comedor) otraspareceque lo complementan(por ejemplo, gastoen transporte). En el

estudiode Kormendi, el hallazgode queel gastopúblico no afectaa las

decisionesde consumose toma como evidenciade que los agentesson

keynesianos. Aquí no se interpretará así, de manera que la

significatividad y el signo del coeficienteparael consumopúblico no setomarácomo evidenciaa favor o en contrade la hipótesisricardiana. En

términos similares se podría discutir el papel de la inversión pública,considerandoqueesun gastoqueproporcionautilidad al sectorprivado

110

enperíodosfuturos, ya quenormalmentegeneraconsumopúblico en los

períodossiguientes~1~.

Las transferencias,tr, financiadascon impuestos,redistribuyen

la riquezaentre los consumidoresque tienen distintas propensionesal

consumo. Por lo tanto, puedenafectar al consumo agregado,lo que

justifica su inclusión en la especificación. Las transferenciasdetraenriqueza de individuos con una reducidapropensióna consumir(rentas

altas) y la repartena individuos con unaelevadapropensióna consumir

(rentasbajas),por lo que, cabeesperarqueel signodelcoeficiente sea

positivo. La diferencia principal entre el enfoque keynesianoy el

ricardianoesque, bajoel keynesiano,el valor del coeficientedeberíaserigual al obtenidoparala rentatotal ya queconstituyeun componentede

la rentadisponible.

Bajo el enfoquericardianola riquezanetadel sectorprivado no se

altera con cambiosen la forma de financiacióndel déficit, por lo queel

stock de deudapública viva no forma partede ella y no afectaasí a laelecciónentre consumoy ahorro. En cambio, bajoel enfoquekeynesiano

la deudaforma partede la riquezay en puridad deberíaobservarseque

~ a6.

Dado que la hipótesis ricardianapostula que la elección entre

impuestosy deudano afectaa las decisionesde consumo,cabeesperar

que el coeficiente de los impuestos sea nulo, es decir, no tenga

significatividad estadística,ya que es un componentede la renta del

sectorpúblico. En cambio, se esperaque sea negativoe igual al de la

rentanacional bajo el enfoquekeynesiano,ya que el efecto del sector

público sobrelas decisionesde consumose canalizaúnicamentea través

de la rentadisponible de las familias<2>.

<~> Por ejemplo, la inversiónen escuelashoy, implica mayorgastoenenseñantesmañana,cuyaremuneraciónesconsumopúblico. En general,las inversiones generan flujos de consumo público de carácterpermanente.

(2) El contrastese derivasencillamentede la ecuaciónIV. 1

(continúa...)

111

Los pagospor interesesde la deudapública puedenversecomo la

consecuenciaanticipada de la adopción de una forma concreta de

financiacióndel déficit y, por consiguiente,si las familiassonricardianas

no se observaráningún efecto. En cambio, si respondena postulados

keynesianoscabríaesperarquesuincidenciasemanifestasea travésdesu contribucióna la rentadisponiblede las familias, exclusivamente.

Por otra parte, la decisión sobre la cuantía de los beneficiosretenidos (o el ahorro empresarial),pareceque está en manos de los

consumidores,que son los propietarios de las empresas.Se desea

contrastarla hipótesisde que las familias consolidansuscuentascon lasdel sectorempresariallo quelleva a contrastarprimerosi el coeficientede

~ (a8) es estadísticamentesignificativo. El hecho de que no lo sea

ac( ... = O puedetomarsecomo evidenciaa favor de que las familias38serasganel velo societario. Ello implica que la distribución de la renta

nacional entre el sector familias y el sector empresasno tiene ningún

efecto sobre las decisionesde consumo, ya que el conjunto de losbeneficios empresariales,se distribuyan a las familias o no, tienen elmismo impacto sobre el consumo que las rentas salariales. En

consecuencia,un aumento(disminución)de los beneficiosdistribuidosen

detrimento (a favor) de los no distribuidos se ahorrará (desahorrará)

íntegramente.Si, encambio,esestadísticamentesignificativo (AE. ~o)

cabecontrastarsi el coeficiente(con signonegativo)tiene el mismovalor

que el coeficienteestimadoparala rentatotal (que incluye los beneficios

no distribuidos). Si así fuera, dc — dc =03 sepodríatomarcomos~evidenciaa favor de la hipótesiskeynesianaya que nos indicaríaque al

no formar partede la rentadisponible de las familias éstasno los tienen

(2> U~ . . continuación)

ct b0+b1y~+...+b6r~+...

que puedereescribirsecomo

c~ b0 + b1(y~ — r~) + (b6 — b1)r~ +

por lo tanto, seformula como b1 =

112

en absolutoencuentaa la horade adoptarsusdecisionesde consumo.En

cambio, si el coeficiente de ahorro empresarialfuera estadísticamente

significativo, pero con un valor distinto al del de la rentatotal sepodría

interpretarcomoevidenciaa favor dequelas familiasrasganparcialmente

el velo societario, o bien en el sentido de que sólo una parte de losbeneficiosno distribuidossepercibencomorentapropia o biende quelas

rentasde la propiedadpresentanunapropensiónal consumodistinta a la

del resto de componentesde la renta.

Por lo tanto, los efectosquecabeesperarde los distintoselementosque configuran la política fiscal y de reparto de dividendos y que se

encuentranresumidosenelcuadroIV. 1, sonrelativamentediferentesbajo

el enfoquekeynesiano,y bajo las hipótesis ricardianay de ausenciadevelo societario<3>.

IV. 3. Contraste de las hipótesis ricardiana y de ausenciade velo

societaria

El contrastese realizasobreun panel incompleto de paísesde la

Comunidadparael período1970-90,estandotodaslas variablesdefinidas

en términos per capita y expresadas,tanto en ecus de 1985 como en

paridaddepoder de comprade 1985<~’.

Los datos de base utilizados para la estimación son losproporcionadospor las cuentasnacionalesde los distintos paisesde la

Comunidad y que recoge Eurostat<5>. En concreto, como variable de

<~> La no satisfanni&i de los postuladosricardianosno npnnsariamp.ntedebederivarsedeun comportamientomiopeporpartede los agentes,sinoque puede justificarse por la incertidumbre asociadaal futuro (véaseBarsky, MankiwyZeldes (1986)).

(4> Véaseel apéndice1 dedatosparaunadescripciónexhaustivasobrela construcciónde las variablesutilizando ambosdeflactores.

(5) En concreto, los paísesy añosconsideradossonla RFA (1970-90),Francia(1970-90),ReinoUnido (1970-90),Italia (1970-88), PaísesBajos(1975-90), Dinamarca (1981-90)y España(1980-89). El apéndice1 dedatoscontieneel listado y discusiónde las variablesutilizadas.

113

CUADRO IV. 1. RESPUESTA DEL CONSUNO ANTE VARIACIONES EN BITS DETERMINANTES

BAJO LAS DISTINTAS BIP&TESIS DE COMPORTAMIENTO

Enfoqus Hipótesis Hipótesis de ausencia deKeynesiano velo societario

Ricardiana

dc o

total parcialdc dcdse o dc

*0 y#~~

dc dc =0

c3tr

odc dc

odc dc

ay

dc dc o

]

consumo privado (ci) se utiliza la que proporciona la contabilidad nacional

anual. En puridad, deberíautilizarseel gastoen consumode serviciosyde no duraderosmásel flujo deserviciosdel stock deduraderos.Debido

a la dificultad de disponer de la información necesaria para la construcción

de esta serie de forma homogéneapara los distintos países de la

Comunidad,se 0ptapor la serie de contabilidadnacional sin corregir.

Comovariable de renta, seadoptala rentanacionalbrutadisponible. Lavariable riquezaseconstruyea partir de los datosde stock de capitaly

de cuentacorrienteproporcionadospor Eurostat.La variabledeconsumo

público adoptadaesla queasísedenominaen la contabilidadnacionalparael conjunto de las AdministracionesPúblicas (g~)~ las transferencias

consideradassonexclusivamentelascorrientesefectuadasafamilias (tr~),

los impuestos (z~) incluyen tanto los de rentay patrimonio, como los que

recaen sobre la producción e importación así como las cotizaciones

sociales,los pagospor intereses(gí) son la cargatotal del serviciode la

deuday la deuda(bp~) esel saldovivo de valorespúblicosa final deaño.

Con el fin de contrastarsi la hipótesisricardianay la de ausencia

develo societarioreflejan el comportamientoobservadoen el conjuntode

paísesde la Comunidad,seestimala ecuación(IV.1), bajoel supuestodeque los a1, 1=1,. .8 sonúnicosy no específicosde cadapaís. Asimismo, se

correla regresión,imponiendoy sin imponerla restriccióndeausenciadecorrelaciónentrelos regresoresy los efectospaís,esdecirbajounmodelo

de efectosaleatoriosy bajo uno de efectosfijos, respectivamente<6>.

<6> Cuando no se permite la interacción entre las diferenciasespecíficascaracterísticasde cada país y las variables explicativasincluidas en la ecuación, -forma de modelizar las diferencias decomportamientoentre los paises acorde con el modelo de coeficientesaleatorios-~ vnnuisreunestimadormínimo cuadrático genflvAli 7.ado, cuyadiscusióny comparacióncon un modelode efectosfijos seincluye en elapéndiceV de la tesis. En concreto,el modelogeneralsepuedereformularcomo

~ a+B’x1 +u +g

con E[efl=E[u]=O ; E[c2]=u2

1. u

E[eu]=0 V E[ee ]0 sit#s o i*jj 1,t,j It ja

(continúa...)

114

Los resultadosdela estimaciónennivelessepresentanenel cuadroJV.2. En las columnas(1) a (4) se ofrecenlos resultadosobtenidosbajo

un modelo de efectofijos y en las (5) a (8) los alcanzadosbajo un modelo

de efectosaleatorios,distinguiendolas estimacionessegúnlas variables

esténdefinidasen ecuso en paridadde poderde compra.

En la primera columna de cadabloque (1), (3), (5) y (7) se

presentael resultadoobtenidocuandola variable riquezaconsideradaes

la del final del períodocorriente, w, y bp~. En las columnaspares, en

cambio, seconsideraque la variable relevantede riquezaesla del finaldel períodoprecedente,es decir, la disponibleal inicio del períodow~1

y bp~1.

En concreto, bajo el modelo de efectosfijos, la riqueza privada

aparececomo estadisticamentesignificativa, con signo positivo, tantocuandoseelige su valor a final del período, w~, como cuando se opta por

(61( . . continuación)

E[u1u) = O su #j

En este caso, el estimador de mínimos cuadrados generalizados(MCG) se puede ver como el obtenidode transformarlas variablesde lasiguientemanera:

y1, -

y12 -

[Yit —

T

dondee=1- £ y =

(Ta~ + a)

y la misma transformaciónpara las x1. Los MCC se obtienen de laregresión de estas desviaciones de las y sobre las mismastransformacionesen las x. En el apéndiceV puede encontrarseunadiscusión más exhaustiva sobre esta especificación.

115

en Ecus de 1985

(1) (2)

0,69 ** 0,69(16,79) (16,11>

0,02 **

(2,70)

— 0,03<2, 84)

—0,42 ** —0,36 **

(2,73) <2,02>

—0,74 ** —0,79 **

(8,34) (8,95)

0,33 ** 0,39 **

(2,79) (3,06)

—0,06 —0,11<0,86) (1,49)

—0,24 —0,28<1,22) (1,37)

0,06(2,31)

0,07(2,67)

en PPC de 1985

(3> (4)

0,72 ** 0,71 **

(18,59) (17,87)

0,03 **

<2,74)

0,03 **

<2,95)

—0,53 ** —0,47<3,59> <2,74)

Efectos aleatorios

en Ecus de1985

(5> <6>

0,65 ** 0,65 **

(20,88> <21,14)

0,06(7,92)

0,06<8, 75)

—0,38 ** —0,43 **

<4,43> <4,39)

En PPC de 1985

(7) (8>

0,67 ~, 0,66<23,87> <24,42)

0,06 ** —

(7,69)

— 0,06**

<8,54>

—0,34 ,~—o,37 **

<3,65) <3,57)

—0,73 ** —0,79 ** —0,68 ** —0,70 —0,65 ,~-0,68 **

(8,52) (9,39) (8,77> (9,24)’ (8,91) <9,30)

0,41 0,46

(3,43) (3,57)

—0,08 —0,11(1,01) (1,47)

—0,03 —0,08(0,36) (1,00)

—0,09 —0,07(1,47) (1,07)

—0,05 —0,09(0,62) (1,07)

—0,10 —0,07(1,49) (1,10>

—0,01 0,006<0,07) (0,04)

0,005(0,26)

0,005(0,23)

CUADRO 131.2. CONTRASTE DE LAS HIPÓTESIS RICMtDIAIIA Y DE AUSENCIA DE VELO SOCIETARIO

ESTIMACIÓN mu NíVELES

0,986 0,987

0,65

E0: (dc/dy) + (ac/ese> =

2 (1) 0,30xi

<2) —0,54

0,55

o

1,79

1,34**

E0 :a±bk=aIb <3) 10,96 10,95<~ [48,55] [48,48]

H0:a b a1 b <~> 12,87** 11,671< k [6,103] [6,96]

**

39,47 41,33[8] [8]

118 111

—0,42 ** —0,46 0,16 0,17(2,12) <2,35) (0,95> (0,97)

0,05 **

(2,23)—0,002(0,12)

0,994

0,67

0,003

—0,06

9,55[48,55]

0,07(2,79>

0,994

0,58

1,08

—1,04

9,95[48,48]

** **

12,92 12,21

[6,103] [6,96]** **

40,12 42,87[8] [8]

118 111 118

—0,005(0,24)

111 118 111

otas: Entre paréntesis, estadístico t. T esestimacion.

el númerode observacionesincluidas en la

1) Contraste de Wald de la hipótesis de igualdad de J.os coeficientes de y~ y de se~ (con signonegativo).

ac ac2> Estadístico t en el contraste — +

ay ase

3) contraste r sobre igualdad de coeficientes entre los £ países, donde las a~ son loscoeficientes de las constantes de país y bkl ea el coeficiente estimado para la variable3< del país i. Entre corchetes figuran los grados de libertad. En el apéndice iv sedescribe su formulación.

Efectos fijos

ji

4> Contraste de Hausman de efectos fijos venus aleatorios. Entre corchetes, los grados delibertad.

incluir su valor al inicio del periodo, wti. Además, el coeficienteno se

altera con una u otra definición de la variable. Asimismo, el consumopúblico (gr) aparece como estadísticamente significativo, y con signo

negativo, lo que no encajaríacon el enfoquekeynesianoy apoyaríalainterpretación de que el consumo público y el privado son sustitutos. El

hecho de que el coeficientese estimeentre -0,53 y -0,34 indica que la

sustitución entre consumo público y privado es relativamentereducida,y en ningún caso es perfecta. Asimismo, los resultadosobtenidosparalos

impuestos (z~) y los pagos por intereses(gil) van en la dirección de

respaldar la hipótesis ricardianaya queno aparecencomoestadísticamente

significativos, lo quepuedeserindicativo de que las familias integran la

actividad del sector público en sus decisiones. Por su parte, las

transferenciascorrientes (tr~) tienen el signo positivo esperadoy son

ademásestadísticamentesignificativas, lo que puede significar que la

redistribución canalizadaa travésde ellases efectivaenel sentidode que

detraenrentadesectoresconreducidaspropensionesal consumo,quese

correspondenconfamilias con rentasaltas,y las repartena sectoresconelevadaspropensionesal consumoy asociadasa familias con niveles de

renta reducidos. El resultado obtenidopara el coeficiente del ahorro

empresarial(ser),queaparececomoestadísticamentesignificativo, refleja

que los agenteseconómicosno ven al sector privado como un conjunto

homogéneo.El contrastesobrela hipótesisde queserasgaparcialmenteel velo societario, de maneraque el coeficiente de la renta nacional es

distinto al del ahorro empresarial (con signo negativo) no permite

rechazarla hipótesis nula de queson iguales, de maneraque las familias

no tienenen cuentael volumende beneficiosretenidospor las empresas

al adoptarsus decisionesde consumo.El resultadoaquíobtenidoindicapuesqueun aumentoen los beneficiosno distribuidos endetrimentode los

distribuidos-de maneraque la rentanacionalno semodifica, pero si que

disminuye la familiar- reduce el consumode las familias y su ahorro,

aunqueel nivel del ahorronacionalaumentaimpulsadopor el crecimiento

del empresarial.

Por último, el hechode que la deudapública aparezcacon signo

positivo y significativo tanto cuando es la del final del período como

cuando se consideraque la relevantepara las decisioneses la del inicio

del períodobajo el modelode efectosfijos, no estáen consonanciacon los

116

postuladosde la hipótesisricardiana.Esteresultadoseñalaquela deuda

pública es consideradacomo riqueza netay que, por lo tanto, afecta

positivamenteal consumo.

Bajo el modelo de efectos aleatorios, todos los resultados semantienencon la excepciónde los referidos a transferenciasy a deuda

pública. Concretamente, las transferencias no tienen el signo positivo

esperado,aunqueno son estadísticamentesignificativas y la deudano

forma parte del conjuntode variablesrelevantespara las decisionesdeconsumo.En resumen,el modelodeefectosaleatoriosestámásensintonía

con la hipótesisricardianaque el modelo de efectosfijos. En cambio, el

resultadoobtenidoparael ahorroempresarialrespondea los postulados

keynesianos,lo que implica que las familias no rasganel velo societario.

El resultado del contraste de Hausman, que se incluye en lapenúltimafila del cuadroIV.2, y cuyadescripciónfigura en el apéndice

V de la tesis, indica que los datosrechazanla hipótesisnula de ausencia

de correlación entre los efectos y los regresores.Por lo tanto, los

resultados compatibles con la estructura de las seriesparalos paisessonlos obtenidosbajo el modelo de efectosfijos, y no los que se presentan

bajo el modelode efectosaleatorios~7~.

<~> Como ejemploilustrativo de los resultadosobtenidosbajo modelosalternativos,sepresentanaquí los valoresde los coeficientesobtenidosbajoel modelomásrestrictivo, quesuponeunaúnicaconstantee idénticapendienteparatodos los paísesy períodos,demaneraque no setieneencuentala heterogeneidadde la informacióndisponible (entre paréntesisfiguran los estadísticost).

en ecus

c - 0,24 • 0,61 Y + 0,08 w - 0,47 q -0,2? tr - 0,81 se - 0,05 r + 049 gí- 0,06 bPtt t t t t t t t

(2,37) (20,81) (12,87) (5,45) (4,07) (7,49) (0,79) (2,48) (3,06)

en ppcs

c — 0,51 + 0,63 Y + 0,08w— 0,44 g — 0,28 tr — 0,57 se — 0,05 y • 0,33 ql — 0,06 bPtt t t t t t t(3,49) (24,01) (12,18) (4,74) (4,02) (7,24) (0,82) (2,21) (3,19)

Bajo esta especificaciónel consumopúblico, con signo negativo,influye sobre las decisiones de consumo privado de los agentes,mientrasque las transferenciastienen un impacto negativo y significativo, en

(continúa...)

117

Sin embargo, estas estimaciones del cuadro IV. 2 parecen adolecer

de un problema de autocorrelaciónen los residuos, lo que, aunquenoproduce sesgos en los coeficientes puede llevar a problemas de

eficiencia<B>, Una posible manerade abordaresteproblema es estimarel modelo en primeras diferencias, lo que implica que se obtienen

únicamentelos coeficientesde cortoplazoo de impacto,conlos resultadosque sereflejan en el cuadroIV.3<9).

Lo primeroquedebecomentarseesquecuandoseincluyentodoslos

regresoresen la especificación, la riqueza no tiene significatividad

estadística (columnas (1) y <4)). Si se construye la variable detransferenciasnetas (nrg = tr~ + gi~ - Te), la riquezaaparececomo

marginalmentesignificativa, manteniéndoselos resultadosparael restode

las variables(columnas(2) y (5)). Asimismo,sino setienenencuentalosefectos distributivos (columnas <3) y <6)), también aparece comosignificativa. La presencia de multicolinealidad o bien la posible

dependenciadeambasvariablesconrespectoal ciclo podríanexplicareste

resultadoya que la riquezacreceen la faseexpansivadel ciclo, cuando

las transferencias caen.

contradicción tanto con el enfoquericardiano como con el keynesiano.Asimismo, la deudapública aparececomo estadísticamentesignificativa,pero con signo negativo, lo que se hacedifícil de interpretar, aunquetambiénesel resultadoobtenidopor Kormendi. En todo caso,y segúnsedesprende de los contrastes deF recogidosen lasdosantepenúltimasfilasdel cuadro1V. 2, lasestimacionesno admitenlas restriccionesdeigualdadimpuestaspor estemodelo.

<8) La presenciade estructuraen los errorespuedereflejar en este

caso un problema de variables omitidas, derivado de la imposición decoeficiente~ ~o’r” n e~ nRra todos los países pera 1a~ nendientes. Enrealidad, los contrastesde F sobre igualdad de coeficientespermitenrechazar la nula tal como se recoge en las filas H

0 a1 bk = a1b~1yH0 :ab a1 b.

1<

(9) En el próximoepígrafeseincluye unaversióndinámicadel modelo.Cabeseñalarque los contrastesLM efectuadossobreestaespecificaciónen primeras diferencias señalanque se observa en algunos casosautocorrelaciónde primerorden-fila LM(AR<1))-, queseha impuestoaldiferenciar, pero nunca de segundoorden -fila LM(AR(2))-, lo quepodríaton,arsecomoindicio dequela estimaciónennivelespuedeserunabuenaaproximacióna las relacionesde largo plazo.

118

CUADRO IV. 3. CONTRASTE DE LAS EXPÓTESIS RICARDIANA Y DE AUSENCIA DE VELO SOCIETARIO

ESTIMACIÓN EN PRIMERAS DIPERENCIAS BAJO NCO

~1

en ECOS de 1985

<1> <2> (3>

0,62 **

(13,13)

0,007

<0,47)

0,63 **

<13 , 54)0,58 **

(12,32)

0,02 *

(1,63)

en PPC de 1985

<4> <5> (6)

0,63 **<13,90)

0,006(0,43>

0,65 **

(14,39)0,60

(13,09>

0,02

<1, 54>

0,02 **

(1,99)

—0,20(1,36>

—0,10<0,77)

0,04(0,26>

—0,38 —0,41 ** —0,40 **

(4,76) <5,17> <4,94>

0,33 **

(2,37)

—0,04(0,50)

0,19<0,95>

0,03(2,01>

—0,23<1,55)

—0, 13(0,91>

—0,03<0, 18>

—0,38 —0,41 ** —0,39<479)~ <5,28> <4,83>

0,34 **

(2,50)

—0,07(0,90)

0,007<0,03>

—0,04(0, 50)

0,06<0,33>

0,10(1,47)

0,02(0,69)

0,04(1,61)

0,07(2,21)

0,747 0,742 0,749

0,02(0,91)

—0,06<0,74)

—0,04<0,18>

0,11(1,59)

0,03(1,37)

0,05 *

<1,92)

0,773 0,769 0,768

DW

LM <AR<2fl1<’3

H0: <aclay) +(ac/ase) = O

2 (2) 16,02XI

4,00

H b - b (4)O It Id

T

2,69(48,55]

111

14,22**

8,21**

3,77

**

2,86

3,02 2,52[36,69] [42,55]

111 104

19,17

4,38

2,58

(48, 55]111

16,73**

4,09

10,98

3,31

3,00 2,81rlg$.Q1 rA~r~i

—, J

111 104

Notas: Entre parénteBis estadístico t.estimación.

T es el número de observaciones incluidas en la

<1) contraste LM de autocorrelación de primer, LM<AR(1)) y de segundo orden, LM(AR(2)>.

(2) contraste de Wald de la hipótesis de igualdad de los coeficientes de y~ y de se<con signo negativo). t

<3) Estadístico t en el contraste Bc + acay ase

(4) contraste F sobre igualdad de coeficientes entre los i paises donde b es elIttcoeficiente estimado para la variable k del país i. Entre corchetes figuran losgrados de libertad. En el apéndice IV se detalla la formulación de este contrastey se recogen otros contrastes de homogeneidad realizados sobre estasespecificaciones.

Ay~

Awt

Aw~1

Ase~

Atr~

Ar~

Agi~

Antg~

AbP~

Abp~1

1,51

4,39

3,79

1,55

3,77

3,63

1,63

2,07

2,05

1,49

4,95

4,25

1,51

4,69

4,27

1,58

2, 72

2,33

t u

El otro resultadoque llamala atención,ya quedifiere del obtenido

cuandolas variablesseespecificanen niveles, es que el coeficientede

consumo público disminuye de manera sensible y pierde toda

signíficatividadestadística,lo queparecequeestáen líneaconel enfoque

keynesiano,sin entraren contradiccióncon la hipótesisricardiana. Talresultadopodríareflejar la diferenterespuestaqueseobservaenel cortoy en el largo plazo: mientras a corto no se observa ningún impacto, a

largo, la respuesta es negativa. El análisis dinámicoque se abordamás

adelantepermitirá determinarsi estainterpretaciónesadecuada.

Asimismo, tal como ocurría en la especificaciónen niveles, loscoeficientesde los impuestosy los pagosde interesesno tienenningún

poder explicativo, lo que estáen línea con la hipótesisricardiana. En

cambio, las transferencias, tanto netas como brutas, influyen

positivamente sobre las decisionesde consumo.

De nuevo, el ahorro empresarial aparece como negativo y

estadísticamente significativo, pero en este caso parece que puede

rechazarse la hipótesis de que no forma parte de la variable renta

relevanteparalas decisionesde consumode las familias. En concreto,los

dos contrastessobre la relación entre los coeficientespara la rentanacionaly el ahorroempresarial(con signonegativo) realizadosy cuyos

resultadossepresentanen las dosantepenúltimasfilas del cuadroIV. 3,

permiten rechazar la nula de igualdad, lo que implica que el ahorro

empresarial (los beneficios no distribuidos) tiene un impacto sobreel

consumo menor que el que puedan tener> por ejemplo, las rentas

salariales. El velo societario es sólo parcialmente transparente.

En cuanto al papel de la deuda pública, se observa que cuando se

considera la acumulada hasta final del período corriente (bp~) no parece

incidir sobre el consumo, de manera que a corto plazo no se considera

como riqueza. En cambio, cuando se incluye la del inicio del periodo

(bp~1), (columnas (3) y (6)) parece que setratacomoriquezaneta,como

ya ocurríabajo la estimaciónen niveles.

Por lo tanto, no hay evidencia clara de que los consumidores

europeos respondan a patrones de comportamientomás acordescon la

119

hipótesis ricardiana que con la hipótesis keynesiana, por lo que respecta

a los efectos de las variables del sector público y en ningún casoparece

observarse una ausencia total del velo societario.

Aunqueestaambigtiedaden los resultadoses comúna gran parte

del análisis empírico realizadoen estaárea, merecela pena analizar laincidencia de una serie de factores, que hasta ahora no han sido

considerados, y que pueden contribuir a echar un poco de luz sobre estos

resultadospoco concluyentes. En concreto, la existenciade posibles

sesgos de simultaneidad,la definición de las variablesdel sectorpúblico

que entran en la especificación, sobre todo, la de consumo público y la

presenciade dinámica, son analizadosen el siguiente apartado. La

heterogeneidad en los coeficientes estimados para los distintos paises es

abordada en el apartado IV.5 así como en el apéndice IV.

IVA. Contraste adicional sobre las hipótesis ricardiana y de ausencia de

vela societario

Una cuestión que no ha sido tenida en cuenta hasta ahora y que

puede afectar a los resultados obtenidos es la posible endogeneidad de

alguno de los regresores, como pueden ser la renta nacional, la

empresarial, la riqueza privada y los impuestos. Tal consideración

requiere la estimación de la ecuación por variables instrumentales y dado

quese0ptapor estimaren primerasdiferencias,los instrumentosválidos

para las endógenasson los fechadosen t-2 o anteriores.

Los contrastes de exogeneidad realizados, cuya formulación se

describe en el apéndice III y cuyos resultados se recogen en el cuadro

Allí . 2 deaquel apéndice, parecen señalar que sólo la riqueza al final del

período (w~) y la deuda pública (bp~), cuando esta se incluye, no admiten

la hipótesis nula de exogeneidad. Sin embargo, en la medida que las

decisiones de ahorro de las empresas pueden venir influidas no sólo porel ciclo económico sino también por las decisiones de ahorro de las familias

y se quiere controlar por la existencia de esta posible interrelación, se

0pta por instrumentaría también.

120

En el cuadro IV. 4 se presentan los resultados obtenidos cuando la

rentanacional,el ahorroempresarialy la riquezaprivada son tratadas

como endógenas. Los instrumentos utilizados han sido los retardos

segundoy tercero de estasvariablesy la contemporáneay los retardosprimeroy segundodel resto de variables<’0~.

Pareceque, de nuevo, seobtieneevidenciade que el consumodel

sectorpúblico no influye sobrelas decisionesde consumode las familias,

lo que está en consonancia con el enfoque keynesiano, aunque nada dice

sobre la satisfacción de la hipótesis ricardiana. Sin embargo, tampoco los

impuestos parecen afectarel consumodel sectorprivado, lo quefavorecela interpretaciónde que las familias actúandeacuerdocon la hipótesisdeneutralidad. Si en vez de la riquezaal final del periodo seincluye la del

principio (w~_) <columnas (2) y(S)), de manera que esta variable pasa

a ser consideradacomo predeterminada,se obtienen el mismo tipo de

resultados. No obstante, si se incluye la variable de deuda pública(columnas(3) y (6)), éstaaparececomoestadísticamentesignificativa, lo

que, estáen contradiccióncon la hipótesisde neutralidad.

De las columnas(1) y (2), (4) y (5) parecededucirseque empresas

y familias constituyen una unidad agregada, de manera que variaciones

en la renta disponible de las empresas tienen el mismo impacto sobre el

consumo que variaciones en la renta disponible de las familias, ya que

estas rasgan completamente el velo societario. Sin embargo, al incluir la

(10) Los resultados son muy similares si no se instrumentan ni la renta,

ni la riqueza. Cuando no se instrumentan los beneficios retenidos, estosaparecen como estadísticamente significativos, manteniéndose el resto delos resultados. En concreto, se obtiene

en ecus

Ac~ = 0,54 Ay + 0,04 Aw~ - 0,15 A9~ - 0,31 Ase + 0,02 Art

(4,46) (2,82) (0,67) (2,00) (0,16)

en ppc

ño 0,55 Ay~ + 0,04 Aw - 0,15 ~ - 0,30 Ase + 0,03 Ayt t t(4,58) (2,83) (0,79) (1,89) (0,22)

siendo los instrumentos ~ ~ ~ w3, ~,

9t-1’ ~t-2’ t 1’ t2

y, r , yt t-1 t-2

121

CUADRO IV.4. CONTRASTE DE LAS HIPÓTESIS RICARDIANA Y DE AUSENCIA DE VELO SOCIETARIO

SIMULTANEIDAD (1)

en ECUS de 1985

(1> <2> (3>

0,57

(3 , 02)

0,03

(1,98>

0,60

(3,31>

0,63

(4,41)

en PPC de 1985

<4> <5> (6>

0,54

(3, 16>

0,57

(3,47)

0,65

(5, 08)

0,03**

(2,07)

0,03

(2,00)

—0,13

(0,63)

—0,23(0,83)

—0,13

(0,66)

—0,26

(0,97>

—0,0004 —0,02

(0,002> (0,13)

0,7 19

1,48

0,728

1,51

(ac/ay) + (ac/ase) = o

97 97

Entre paréntesis estadístico t. T es el número de observaciones incluidas en la

estimación. Véanse notas al cuadro IV.2.

(1) Estimación en diferencias por variables instrumentales.

Instrumentos en columnas (1) y (3>: ‘~-2~ ~t3~ w~2, w~3, 9~ ~ ~ ~

55t3~ ~

t ,tt-1 t—2

en columnas (2) y (5): y~2, ~ w~1~ w~2, w~3, ~ ~ ~ se~2. ae~3~

en columnas (3) y <5): ~ ~‘t-3~ W1, W~~2t W~3~ s~ ~ ~ se2, se~3t

0,02

(1,53>

A se t

0,03

(2,05)

—0,11

(0,48>

—0,19

(0,77)

0,03

(0,18>

0,02

(1,67)

—0,09

(0,45)

—0,48

(2,21)

—0,11

(0,76)

—0,11

(0,53)

—0,23

(0,92>

0,005

(0,03)

0,02

(0,08)

—0,52(2,22)

—0,12

(0, 75)

0,08**

(2 , 45)

0,743

1,72

0,06

(1, 74)

0,749

1,43

2

t

0,758

1,47

0,768

1,65

0,58

0,76

97

1,39

97

1,18

97 97

deuda pública en la especificación (columnas (3) y (6), el ahorro

empresarial aparece como marginalmente significativo y según los

contrastesefectuadosno puederechazarsela hipótesisnula de igualdad.Por lo tanto, cabe inferir que si los beneficios empresarialesno se

distribuyen no influyen sobrela decisiónde consumir.

Otra de las cuestionesque podríaplantearsees si sehan omitidovariables relevantes para el análisis. Dado que, tal como se ha indicado al

principio, la disponibilidad de información no permite modificar la

definición del consumoprivado elegido, la primeradudaque surgees s~la variable de consumopúblico es la pertinente. Hastaaquí sólo se ha

incluido ~ que recogetanto las comprasdebienesy serviciosrealizadas

por el conjuntode lasAdministracionesPúblicas,como la remuneraciónde

asalariadosdel sector público. Gran parte de estaremuneraciónestá

destinadaa pagar a los enseñantes,a la policía, y a los distintostrabajadoresde la sanidadpública, que bien puedenconsiderarseunos

sustitutosmenosqueperfectosen el consumode estosmismosbienesen

el sectorprivado. Porlo tanto, pareceadecuadoquehayasido estegastoel que se haya incorporadoen la especificación,aunquelas diferencias

entrepaísesen la composicióndel consumopúblico puedenserrealmente

importantes. Las pruebas realizadascon la inclusión de la inversión

pública, (igl), -gastoque no sólo puedeinfluir sobreel déficit, sino queademáspuede proporcionarutilidad futura-, y que se recogenen el

cuadroA4 .1 del apéndicea estecapituloseñalanquetampocola inversión

públicainfluye sobreel consumoprivado, demaneraqueno hayevidencia

de queel gastopúblico tengaun efectode crowding out directo<11>.

<~~> Otra de las limitacionesasociadasa la informaciónutilizadaesqueel dato de deudanública consideradoen las ~stLrn.aciopngp~ nl total d~lpasivo quelasAdministracionesPúblicastienenpor esteconcepto,por loque incluye tanto la queestáen manosde residentescomo la queestáenmanosde no residentes.Cabeargumentarque la que estáen manos deresidentessela debenlos propios nacionalesa si mismos,mientrasque laque está en manos de no residentesse la deben los nacionalesa losextranjeros. El hecho de que la deudaestéen manos de no residentespuedeserun motivo que justifique la no satisfacciónde la hipótesis deneutralidad,ya quelos interesesdevengadospor la deudavana pararaextranjeros mientras que se financian con impuestossatisfechosporresidentes,lo quecomportaunatransferencianetaderiquezaal exterior.

(continúa...>

122

Tampoco la inclusión de las transferencias corrientes a las empresas

altera significativamente los resultados obtenidos y dado que no se ha

encontrado evidencia de compensación total entre el ahorro familiar y el

empresarial se ha optado por presentar todos los cuadrosde resultados

incluyendo sólo las que se dirigen a las familias.

Una vez analizados los resultados obtenidos cuando se considera la

posible presencia de endogeneidad y discutidas las distintas definiciones

de las variables que aparecen en la ecuación, se propone estimar una

forma dinámica del modelo, que permitaconciliar los resultadosobtenidos

con niveles y los obtenidos con las variables definidas en primeras

diferencias.

La especificación dinámica de una función de consumo puede

justificarse sencillamentepor la existenciade procesosde ajusteen la

toma de decísiones<2>.Cabría discutir la posibilidad de estimar un

(11)( continuación)

Las pruebas realizadas para determinar si existe una distintarespuesta del consumo a deuda en manos de residentes y no residentes nohan resultado muy productivas ya que se dispone de series muy cortaspara muy pocos paisessobre deuda desglosadapor tenedores. Por lotanto, aunqueuna primera conclusiónpodría ser que no hay diferenciaentre ambostipos de deuda, esun resultadomuy preliminar y tentativo.

2 (12) Un mecanismode ajuste parcial podría formularse, de manerageneral como:

- = A(y~ - y~~1) + ut

donde y viene dado por

= o + I3x~

Si se reescribe la ecuación de ajuste parcial como

Y~

y sustituyendo en la definición de nivel óptimo, se obtiene

(continúa...)

123

modelo con mecanismo de corrección del error que permitiría conocer el

proceso dinámico que acaba configurando las relaciones de equilibrio.

Dado que no existen todavía trabajos realizados en el área de modelos con

mecanismo de corrección del error ni de cointegración bajo un marco de

panel y dado que aquí se dispone de un panel incompleto por lo que

tampoco es posible determinar con claridad el orden de integración de las

series utilizadas, se 0pta por estimar un modelo dinámico menos

estructural y con menor contenido teórico pero que puede justificarse por

un proceso de ajuste parcial, derivado de la existencia de inercias o de

consumidores sujetos a restricciones de liquidez.

El modelo general estimado incluye todos los valores contemporáneos

y retrasados de las variables, así como los retardos primero y segundo del

consumo privado. Los resultados para el corto y el largo plazo se resumen

en el cuadro JV.5, mientras que en el cuadro A4.2 del anexo a este

capítulo se incluye el detalle de las estimaciones.

Tal como se observa en la columna (9) de resumen, a corto plazo ni

el consumo público ni los impuestos influyen sobre las decisiones de

consumo de las familias. En cambio si que tienen incidencia positiva las

transferencias corrientes, tanto brutas como netas indicando que la

redistribución operada a través de ellas favorece, como mínimo en el corto

plazo, a los sectores con una propensión marginal al consumo elevada.

Asimismo, se desprende que los beneficios no distribuidos tienen un

impacto diferenciado al del resto de componentes de la renta nacional

sobre el consumo, de manera que parece que las familias se comportan

como si consideraran la renta de las empresas sólo como parcialmente

propia.

A largo plazo, el panorama no cambia sustancialmente, con la

excepción de la respuesta inducida por las transferenciasy el ahorro

empresarial. En el caso de las transferencias netas sólo si no se tiene en

(12)( continuación)

Aa + AI3x~ + (1 - A)y~1 + ut

queesunaformulacióndinámicaqueno imponeningunaestructuraen loserrores.

124

CUADRO IV. E - HIPÓTESIS DE EQUIVALENCIA RICAEDIAIIA Y DE AUSENCIA DE VELO SOCIETARIOESTIMACIÓN DINÁMICA

0,65 0,67 0,66 0,65<11,85) <12,12) <22,07> <12,38>

—0,22 —0,05 —0,07<2,08> <0,25> <0,39>

—0,50 —0,49 —0,53 —0,51(4,81> ~ (5,06) (5,03>

0,39(2,52)

—0,10(1,09)

0,19 0,16 0,15<2,44> <2,04> (1,96>

** * fi

2,53 1,78 1,93

(ac/ay) + (ac/ase> = O

1,91

CoeficienteS a corto plazo(entre paréntesis,estadístico t)

0,66 0,67 0,67 0,66(12,47> <12,61> <12,58> <12,98>

—0,27 —0,11 —0,15<1,34> <0,59> (0,77>

—0,50 —0,48 —0,52 —0,49<4.~~) <4,71) <4,~~> <4,88>

0,37(2,43>

—0,10(1,08>

0,17 0,15 0,14<2,21> <1,86> (1,79>

** ** ** **

2,11 2,79 1,99 2,23

Coeficientes a largo plazo(entre paréntesis, estadístico t)

en ECUS de 1985

(1> <2) <3) <4)

en PPC de 1985

(5) <6> (7) <8)

E0: <Sc/&y)

0,59 0,59 0,56 0,62<4,67> <4,30) <4,18> <6,59)

0,03 0,05 0,04 0,05(1,12) <2,22) (1,49) <2,11>

0,001 0,39 0,31(0,002> (0,73) (0,59)

—0,98 —0,85 —0,95 —0,96(3,35> <2,63> (3,21) (3,57)

0,43(1,05>

—0,14<0,51)

0,07(1,33)

+ <oc/ase> = O

1,31

0,59 0,21 0,21(2,15) (0,79) <0,82)

0,06 0,04(1,17) (0,83)

0,82 1,31 1,20

0,62 0,61 0,59 0,63(4,94) (4,63> <4,56> <6,95)

0,03 0,05 0,04 0,05(1,15) (2,26) (1,62) (2,09)

—0,06 0,33 0,19 —

(0,12) (0,62> (0,38)

—1,00 —0,89 —0,99 —0,94(3,51) (2,84) <3,40) <3,44)

0,47<1,14>

—0,15<0.55)

— 0,53 0,072 0,20(2,06) (0,18) (0,79)

0,05 0,03(0,96) (0,61)

0,06<1,08)

1,29 0,90 1,32 1,09

Todas las estimaciones han sido realizadas bajo MCOcon variables artificiales paracada país. La última línea de cada parte del cuadro recoge el estadístico t delcontraste de igualdad entre el coeficiente de se <con signo negativo) y el de y. Enla última columna, +1—/O indica que hay impacto positivo/negativo/nulo.

Resumen

<9)

+

o

t

+

o

+

*

+

+

o

o

o

t

01+

otas:

o

cuenta el papel de la deuda aparecen como estadísticamente significativas.

Por otra parte, las familias no consideranla rentade las empresascomo

un componente adicional de la renta relevantepara sus decisiones.

Asimismo, la deuda no parece pesar en las decisiones de consumo por lo

que no parece que seaconsideradacomo riquezapor los consumidores.

En resumen, los consumidoresparecenrespondera postulados

acordes con la hipótesisricardianapor lo que respectaa deudapública y

a transferenciasnetasde impuestos,ya queningunade las dosvariables

aparececomo estadísticamentesignificativa enel largo plazo. En cambio,en el corto, parece que las transferenciaspueden tener un impacto

positivo de estímulo al consumo, que no contradice en ningún caso la

hipótesis ricardiana. Por otro lado, la evidencia recogida sobre la

ausenciade efecto del consumopúblico sobreel privado respondemás al

esquemakeynesiano,indicandoen cualquiercasoqueel consumopúblico

no es ni sustitutivo ni complementariodel privado o, al contrarioque enel agregadoambasrelacionessecontrarrestan.Asimismo, los resultados

obtenidos para el ahorroempresarialseñalanquea largoplazoel impacto

de las decisionesde la empresaen materiade repartode beneficios secanalizaexclusivamentea travésde la rentadisponiblede las familias: en

otras palabras, los beneficios distribuidos afectan positivamentea las

decisionesde consumoy los no distribuidos no tienenningunaincidencia

sobre esta variable.

IV .5. Papel del nivel de endeudamiento público y de la renta per capita

Algunas características observables o rasgos que definen la

estructura económica de los países analizados podríancontribuir a matizar

los resultadosobtenidosparael agregado.En realidad, debidoa la falta

de gradosde libertad, no esposiblecontrastarsi bajo el modelodinámico

aquí estimado se admite la hipótesis de que todos los coeficientes para

todos los paísesson iguales (con la excepciónde la constanteque sepermitequedifiera entreellos>. La respuestadel consumoa las distintas

variablesno parecea priori queseahomogéneaentrepaíses,tal como se

deducedel resultadodel contrastede F presentadoen el cuadro IV. 2,

125

bajo la estimación en niveles de un modelo de efectosfijos~’3>, ya queseñala que los datos no admiten un tratamiento igual para todos los países,

sugiriendo así la necesidad de buscar agrupaciones que satisfagan la

restricciónde igualdadde coeficientesimpuesta.

Una de las característicasque podría serrelevantees el nivel deendeudamiento público de los países.La posibilidad de una respuesta

diferenciada según el nivel de endeudamientoestaría en línea con laposibleexistenciade ilusión fiscal, por la quesepercibequeel costede

la provisión de un bien público es menor que su coste real. Cabe pensar

que los paísescon un nivel reducido de endeudamiento público tienen

tendenciaa infravalorar el costede los déficit público y, por lo tanto, nodescuentanlos impuestosfuturos, mostrandociertadosisdeilusiónfiscal.

Esto esasí ya que el hechode que tenganuna ratio deuda/PIBreducidaesseguramenteel reflejo de la escasaimportanciadesusdéficit pasados.

En cambio, los consumidores de los países con nivel elevado de

endeudamientoseríanmás sensiblesa los déficit observadosy a su coste

de financiación futura. Otra posible agrupaciónde los paísesvendría

determinadaporsusnivelesde rentaper capita, bajo el supuestode queexiste una asociación positiva entre nivel de renta y nivel de desarrollo

del sector público y de los sistemas fiscales. Si así fuera, cabría esperar

que el consumopúblico de los paísescon niveles de rentaelevadafueracomplementarioy no sustitutodel privado, ya quelasnecesidadesbásicas

de lapoblaciónestaríansatisfechasy el gobiernoactuaría,esencialmente,

para complementar y cubrir necesidades no primarias.

El métodopropuestoaquíparapermitir y contrastarla posibilidad

de una respuesta diferenciada entre los paísesagrupadossegúnestas

características,se basaen la estimaciónde coeficientesdistintos para

cada grupo de países. En concreto, se estimala función de consumo,

habiendoagrupadolos paísessegúnel nivel de endeudamientoo segúnel

nivel de la rentaper capitaenun grupode nivel altoy un grupode nivel

reducido.A partir devariablesartificiales multiplicativas seestimandos

(13) En la estimaciónen primerasdiferencias(cuadroJV.3), aunqueen

puridadtampocosuperala restricciónde coeficientesidénticosparatodoslos paísesa un 10%, silo superasi se abremásel intervalo de confianza.

126

coeficientes para cada una de las variables explicativas, lo que

proporciona la respuesta diferenciada según cada una de estas

agrupaciones.

Por lo tanto, se propone estimar dos coeficientes para cada

variable. En la primeraecuaciónsedistinguirá entrelos queseobtienen

paralos paísesconun nivel elevadodedeuda,queen lamuestrautilizada

sonReinoUnido, Dinamarca,Italia y PaisesBajosy los quecorrespondenal grupo depaísesconnivel reducidodedeuda,formadopor la República

Federal Alemana, Francia y España. En la segunda ecuación, se

agruparánenun primerconjunto los paísesconunnivel derentaelevado,y queson Dinamarca,RepúblicaFederalAlemana,PaísesBajosy Francia

y en el segundogruposeincluirían los de nivel reducido: ReinoUnido,

Italia y España.

Los resultadosobtenidosbajoestasdosagrupacionesserecogenen

el cuadroIV. 6: cada par de columnas, una correspondienteal nivel alto

y otra al bajo, constituyen las dos partes de la estimación cuyosestadísticos se recogenal pie del cuadro.Lo primeroque cabeseñalares

que ninguno de los dos criterios de agrupaciónrecoge la suficiente

heterogeneidadcomo paraadmitir la igualdad de coeficientesentresus

propios paísesmiembros. Las pruebasefectuadascon la inclusión de un

grupo de países de nivel medio, bajo los dos conceptosno resultansatisfactorios, pues los datos siguen sin admitir las restriccionesde

igualdad que todavía se mantienen. Se 0pta por presentar estos

resultados,que, aunqueno concluyentes>puedenecharun poco de luz

sobrela existenciadeheterogeneidaden la respuestadel consumoprivado

a sus distintos determinantes,segúnel nivel de endeudamientodel país

o segúnsu nivel de rentaper capíta.

Los coeficientesestimados,cuandoseagrupanlos paísessegúnel

nivel de endeudamientopúblico, recogendiferenciasclarasentreambos

grupos. Porunaparte, tantoel coeficientede la rentacomo de la riqueza

esmenoren el grupomenosendeudado.Asimismo, el ahorrosocietariono

es significativo en este grupode paises,indicando,por lo tanto, queen

estospaíseslas familias consolidancon el sectorempresarial.En cuanto

al papelde las transferenciasnetasde impuestosse desprendeque en

127

Elevado

en ECUS en PPC

(1) <2>

0,81 0,79

(15,38) (15,41)

0,05 0,05

(4,41> (4,89>

—0,85 —0,86

(4,73) (4,97)

—0,86 —0,79

(8,16> (7,58)

0,11 0,04

(1,59) (0,57)

0,006 —0,002

(0,27) (0,11>

1+3 2+4

0,995 0,989

0,63 0,58

9,65

[30,62]

Reducido

en ECUS en PPC

(3> (4)

0,47

<4,22)0,51

(4,44)

0,02 0,04

(1,21) (2,09)

0,78 0,52

<3,06) (1,99>

—0,15

(0,99)—0,22(1,27)

Agrupación según nivel de renta per ¡

capita<2>

en ECUS en PPC

<5> (6)

0,43 0,41

(5,19) <4,75)

0,01 0,01

(1,14) (0,93)

0,62 0,67

(3,02) (2,87>

—0,44 —0,40<3,38) <2,83)

0,07 0,05

(0,73) (0,50)

0,23 0,13

(4,99) (4,42)

5+7 6+8

—1,23 —1,24

(3,71) (4,07)

—0,64 —0,71

(5,12> (6,53>

—0,20 —0,07

<1,33) (0,59)

—0,02 —0,03

(0,80) (1,19>

CUADRO IV. 6. RESPUESTA DEL WNSUI«> PRIVADO SEGUII EL NIVEL DE RENTA

Y DE ENDEUDAMIENTO PÚBLICO

en ECUS en PPC

<7> (8)

9,18

(30,62]

Estimación en niveles con variables ficticias por país. Entre paréntesis, estadístico t.

1) Los países incluidas en el grupo de nivel de endeudamiento elevado son el Reino Unido,Dinamarca, Italia y Paises Bajos y en el reducido son República Federal Alemana, Francia

y España.

2> Los países incluidos en el grupo de nivel de renta per capita elevado son Dinamarca,

República Federal Alemana, Paises Bajos y Francia y en el reducido son Reino Unido, Italia

y España.

3) contraste de igualdad de coeficientes entre paises: bajo la nula existen dos grupos de

paises con coeficientes distintos para cada variable explicativa y una constante distinta

para cada país y bajo la alternativa cada país tiene su coeficiente para cada variable y

una constante distinta para cada país. Entre corchetes, grados de libertad.

Agrupación según nivel de

endeudamiento~’>

Elevado Reducida

0,79(13,12)

0,06

(2,41)

0,82

(15,68>

0,06

(2,72)

0,43 0,48(2,05) <2,16)

Columnas

0,02

(0,67>

—0,01

<0,32)

H:ab=ab0 1 k 1 kl

0,996 0,990

0,57 0,56

8,47

(30,62]

8,66

(30,62]

estospaísestienenun impactopositivo a largo plazo, algo que no ocurre

en el casode los paísescon nivel alto de deudapública. Por último, laevidencia recogida señala que el consumo público es significativo en ambos

tipos de países, pero conunaincidenciade signocontrariosegúnel grupo

al que pertenecen: en concreto,los paisesconunnivel reducidode deuda

pública presentanun consumo público complementariodel privado,

mientras que en los otros paísestiene caráctersustitutivo~’41.

Las diferenciasqueaparecensi la distinción dependedel nivel de

rentapercapitasontambiénsignificativas,perode distintocarácter.Los

paísescon nivel de renta per capita elevadopresentanun coeficiente

reducido tanto en renta como en riqueza pero en cambio, la deudapública

aparececomo estadísticamentesignificativa. Para este grupo de paises el

consumo público es complementario y no sustitutivo del privado, tal como

cabríaesperar.

IV. 5. Resumeny conclusiones

En este capítulo se ha abordado el contraste empírico de las

hipótesisricardianay deausenciadevelo societario,siguiendoel enfoquede Kormendi (1983). Se ha estimadouna función de consumoagregado,

que se integra dentro del marco de la hipótesis de ciclo vital/renta

permanente,utilizando un panel de paises de la Unión Europea. Elcontrastedesarrolladoseproponedeterminar,por un lado, si las familias

actúandeacuerdocon la hipótesisricardianay consolidansuscuentascon

las del sectorpúblico y, por otro, si rasganel velo societario,integrando

su restricción presupuestariacon la del sectorempresarial,de maneraque pueda interpretarse en el sentidode que adoptan sus decisiones de

consumo teniendo en cuenta la renta de ninguno, uno o ambossectores.

(14) En Nicoletti (1988) y Dalamagas (1993, 1994) tambiénseobtieneel

resultado de que los paises con un nivel reducido de deudapúblicamuestranun comportamientono ricardiano. Asimismo, en Karras (1994)serecogeevidenciadequelacomplementariedadesla direcciónquedefinela relaciónentre consumopúblico y privado en la mayoríade paísesqueanaliza. Asimismo, muestraque a medidaquecreceel sectorpúblico sereduceel coeficienteque mide la complementariedady la relaciónpasaasernula o de sustitución.

128

Tambiénseanalizael papeldesempeñadopor la riqueza,conel objetivo de

dilucidar si la deudapública es consideradacomoun componenteadicional

de este stock. Bajo un modelo keynesiano, la variable relevanteparalas

decisionesde consumoes la renta disponible de las familias y la deuda

pública es considerada como parte de la riqueza neta, por lo que

implícitamente se suponeque no se produce ningún tipo de integración

entre las cuentasde los distintos sectores.

Se postulaque la relación entreel consumodel sectorpúblico y el

del sector privado puede ser de sustitución, complementariedado

independencia,lo quecontrastaconel enfoquekeynesiano,bajoel queno

cabeesperarninguna respuestadel consumoprivado a variacionesen elpúblico ya queésteno altera la renta disponible de las familias.

Los resultadosobtenidosno respondende forma global y unitaria

a las versionesmásestrictasformuladassobrecadauno de los postulados

de comportamientoquese estáncontrastando,algo que es habitual en la

literatura aplicadasobreestamateria.No obstante,cuandono seadmite

la posibilidad de que exista dependenciaentre las característicasno

observablesde los paísesy lasvariablesexplícitamentetenidasencuenta

en la estimación de la función de consumo, los agentesparecenactuar

totalmente de acuerdocon los postuladosricardianos. Sin embargo, el

contraste realizado parece rechazar la restricción impuesta de que las

caracteristicas no observablesde cada país son independientesde la

estructuradesu sectorpúblico recogidapor el nivel de consumopúblico,

de transferencias,de impuestosy de deuda, invalidandoasí el resultado

sobre el comportamientode las familias quese deriva de su imposición.

En cualquier caso,de la estimaciónde laespecificacióndinámicadel

modelo se deduce que la renta y la riqueza al principio del período

constituyen las principales variables queexplican el comportamientodel

consumoprivado. La inclusión de ambas variables en la especificación

intentacaptartanto los efectosdeflujos comolos destocky los resultados

obtenidos de dependenciapositiva del consumocon respectoa ambas

variablesson consistentescon las distintashipótesisde comportamiento

que se contrastan.

7129

Por otra parte, el consumopúblico no aparececomo una variable

relevanteparalas decisionesdeconsumodelos agentesprivados, ya que,

aunquepresentaun signo negativo,no esestadísticamentesignificativo,

ni a corto plazo ni a largo plazo. Esteresultadoestáen consonanciaconel enfoquetradicional keynesiano,bajo el que no cabeesperarningún

impacto de] consumopúblico sobreel privado y es indicativo de que la

relaciónentre el consumodeambossectoresni esde complementariedad,ni de sustitución o bien que ambos efectos se contrarrestanen el

agregado.

Mientrasque los impuestosno parecendesempeñarningúnpapelen

la toma de decisionesde consumopor partede los agentesprivados, la

incidencia de las transferencias parece diferir en el corto plazo en relación

al largo. En el cortoplazo, tienenun impactopositivo, implicandoque laredistribución que se opera a través de ellas revierte en colectivos con

mayorpropensiónmarginalal consumo.A largoplazo, noparecequeeste

resultadosemantenga,demaneraquelas transferenciastampocoinfluyensobreel consumo: el impactopositivo que se producea corto plazo, se

desvanece a largo. Podría interpretarse en el sentido de que la

redistribuciónoperadaa partir del juegodetransferenciasno seve como

definitivo o estableen el largo plazo<15~.

El papel de la deuda pública tanto en el corto como en el largo plazo

esnulo, enconsonanciacon la hipótesisde neutralidad,lo quepuedeser

indicativo de que no se consideraque seaun componentede la riqueza

netade las familias.

Por lo tanto, la evidenciarecogidapareceindicar que la respuestadel consumoa las variables del sector público dependedel horizonte

temporalqueseconsidere.En concreto,los consumidoresparecenactuar

en consonancia con la hipótesis keynesiana en el corto plazo, en el sentido

de que la renta disponible de las familias se constituyeen la variable

<15) Asimismo, el resultadoobtenidode quelas transferenciasnetasdeimpuestostienenincidenciaen el largo plazosólo cuandono seincluye ladeudapúblicacomo regresorpuedeavalarla interpretaciónde que, enellargoplazo, deudae impuestossonequivalentes:sin deuda,hay impactoy con deudano lo hay.

130

relevante paralas decisionesde consumo/ahorro.En cambio, enel largoplazo, los consumidoresparecendescontarlos impuestos,integrandola

restricción del sector público en su restricción presupuestariaintertemporal,lo queencajadentrode la hipótesisricardiana.

Sin embargo,los resultadosparecenseñalarque hay diferencias

significativasdecomportamientosegúnel nivel deendeudamientopúblico

y de renta per capita de los países considerados”6~,que pueden

recoger parte de la heterogeneidad presente quelos contrastesefectuados

detectanuí7>. En concreto, aquellos que tienen un nivel elevado derenta~8>, consideran el consumo público como complementario del

privado, mientrasqueaquellosconunnivel reducidoactúancomo si fuera

sustituto, lo queestáen consonanciacon la ideadequeel sectorpúblicoayudaa cubrir enestospaisesunasnecesidadesbásicas.Por otraparte,

laseconomíasconunnivel deendeudamientopúblicoinferior a la mediaen

el periodoanalizadoconsolidansuscuentascon el sectorempresarial,de

manera que el ahorro societario forma parte de la variable de renta

relevantepara las decisionesde consumo,y las familias y las empresasactúancomo si fueran una unidad. En cambio, estospaíses,aunqueno

consideran a la deuda pública como un componente de la riqueza, no

parecen consolidar con el sector público, en la medida que las

transferencias netas parecen influir positivamente sobre sus decisiones

<16) Las pruebas efectuadas utilizando el criterio del tamañodel sector

público aproximadopor la ratio consumopúblico/PIB no parecendetectardiferencias en la respuesta al consumo público, que no aparece comosignificativo, pero sí en las transferencias netas que sólo sonsignificativasparalos paísescon gran sectorpúblico (RFA, ReinoUnidoy Dinamarca). El contraste de la F para la hipótesis nula de que loscoeficientesparalos dasgruposde paísesrecogenla heterogeneidaddetodos los paísestomavalor 7,64

<“~ La falta de grados de libertad ha impedido realizar un contrasteen el modelo dinámico que nos permita determinarsi la restricción dehomogeneidadentrepaísesimpuestaen la estimaciónesaceptadapor losdatos. Sin embargo, los resultados de este contrasteefectuadosobre elmodeloen niveles,asícomoel valor reducidodel estadísticoDW enaquellaestimación sugieren la necesidad de abordar esta cuestión de formaalternativa, tal como aquísepropone.

<‘~ Sólo la RepúblicaFederalAlemana y Francia satisfacenamboscriterios a la vez.

131

de consumo privado: en ningún caso parecen reflejar una forma de actuar

próxima a los postulados ricardianos. Una explicación de tal

comportamiento vendría dada por el hecho de que estos países no tienen

ningún motivo para creer que un recorte de impuestos hoy, que se

compense con una subida de impuestos mañana, vaya a afectar

negativamente al bienestar de los consumidores en el futuro. Bajo este

marco de ilusión fiscal, la reducción impositiva estimula el gasto en

consumo en vez de la capitalización de las obligaciones futuras. Al

contrario ocurre en los paises endeudados, donde el comportamiento de los

agentes es más próximo a los postulados ricardianos, relación que puede

explicarse porque en estos paises la opinión pública está más sensibilizada

con respecto a la carga futura de los déficit actuales (Dalamagas (1993,

1994)). Por lo tanto, la historia de los déficit pasados, sintetizado en su

nivel de endeudamiento, afecta a las decisiones de consumo de los agentes

en el presente.

El papel del ahorro empresarial también es relativamente distinto

según el horizonte temporal considerado, ya que, mientras a corto, los

beneficios no distribuidos inciden marginalmente sobre las decisiones de

consumo de las familias, a largo, no tienen ningún peso. Este resultado,

según el cual los consumidores no rasgan el velo societario en el largo

plazo y sólo parcialmente en el corto, merece un comentario, ya que puede

parecer poco sostenible, sobre todo dado que en el largo plazo los

consumidores parecen rasgar el velo presupuestario y cabe pensar que el

sector empresarial está más próximo al sector familiar que el público.

En concreto, deben tenerse en cuenta una serie de factores, tanto

de índole teórica como derivados de la definición de las variables

utilizadas. Por un lado, la Contabilidad Nacional incluye dentro del sector

familias a las empresas con menos de nueve trabajadores y a los

empresarios individuales. Parece, por lo tanto, que en el caso de

empresas de reducido tamaño, la Contabilidad Nacional consolida de

antemano ambos sectores sin permitir que se pueda contrastar esta

hipótesis de comportamiento para este colectivo. Por otro lado, en el

sector empresarial se incluyen tanto las empresas públicas como las que

están en manos de extranjeros, lo que en muchos países puede constituir

132

unaparte importantede la propiedad<í9).Por lo tanto, podríasugerirsela utilización, por ejemplo, de datos bursátiles. Sin embargo, esto

limitaría el análisis a un tipo determinado de empresas, que son las que

cotizanen bolsay por lo tanto se generaríanproblemasde otra índole en

la interpretaciónde los resultados.Por otro lado, los argumentosque

nieganla transparenciadel velo societariopuedenserrelevantesaquí.

Cabeseñalarque,alargoplazo,sepuedenproducircambiosdistributivosen la propiedadde las empresasque puedenincidir sobreel consumo

agregado.Asimismo, la estimaciónde la riquezafutura lleva implícita unaprevisión sobrepolítica de dividendosy el ahorro empresarialpodría

recogeren el largo plazosólo la parte no anticipadade estapolítica. Enla medida que se incluye en la especificaciónel stock de riqueza, que

incorporael valor de las empresas,cabríapensarque a largo plazo el

ahorro empresarial está implícitamente integrado en el valor estimado de

estestock. En realidad,mientraslos beneficiosdistribuidospuedenverse

como una realizacióncierta de una riqueza, los no distribuidos pueden

considerarse sujetos a un mayor nivel de incertidumbre.

Las conclusiones de política económica que, a grandes rasgos,

puedenderivarsede los resultadosobtenidosindican que las medidas

fiscales de estímuloal ahorro (o al consumo)puedenser efectivasen elcorto, pero no en el largo plazo. En otras palabras, los individuos actúan

como si incorporaran la restricción intertemporal del gobierno en su

restricción presupuestaria y sólo la existencia de inercias o la dificultad

de un ajuste inmediatoexplicanla respuestaa cortoplazoantevariacionesen impuestoso transferencias,respuestaque se diluye a medida quetranscurre el tiempo.

En consecuencia, cabe pensar que la caída en la tasa de ahorro

nacional observadaen la mayoría de economíasoccidentalesno tiene

<‘e> Parailustrar estepunto merecela penaseñalarque el pesosobreel PIB de las empresasde propiedadestatalen Francia era del 28% en1982, del 12% en Italia en 1981, del 11,2%enel ReinoUnido en 1982 y del6,8%en Españaen estemismo año, segúnlos datoscontenidosen de laDehesa(1992). Asimismo, en 1982, un promediodel 22,9%de la formaciónbruta del capital la realizaba la empresapública de los paises queformaban parte de la Comunidad.

133

carácter permanente, en el sentido de que, según los resultados obtenidos

aquí, a largo plazoel desahorropúblico secompensacon aumentosen elahorro familiar~20>. Sin embargo, los costes de eficiencia asociadosa

niveles de déficit público altos abogan por una política presupuestaria

equilibrada, incluso en el corto plazo.

Por otra parte, dado que a corto plazo la renta disponible de las

familias esla variablerelevanteparalas decisionesde los consumidores,

todamedidaeconómicaquealteresu nivel afectaráal consumo.Portanto,

una disminución de impuestos (un aumento de las transferenciasnetas)

financiada con deuda tendrá, a corto plazo un impacto expansivo sobre el

consumo.En realidad, el aumentoen la rentadisponible se destinaráen

parteal ahorro, por lo que a nivel nacional, la reducción en el ahorro

público se verá compensada parcialmente por el aumento del ahorro

familiar. En cambio, a largo plazo la forma de financiación del déficit es

irrelevante y la política fiscal pierde su papel: el consumo privado no se

altera, todo el aumento en la renta disponible se ahorra, de maneraque

el nivel del ahorronacionalpermaneceinalterado.

Sin embargo,parecequela prácticaausenciade déficit públicosenel pasado,que semanifiestaenun nivel de endeudamientoreducidoen el

presente, conducea una distinta respuestade las economíasa los

estímulosfiscales. En concreto,en los paísesconnivel reducidode deuda

pública la política fiscal es efectiva ya que no se descuentanfuturosimpuestos,al contrariode lo queocurreen los paisescon un historial de

elevadosdéficit.

Por otra parte, en los paísesque muestranelevadosniveles de

rentaper capita, aumentosen el gastopúblico, generanvariacionesdel

mismo signo en el consumo privado. Por lo tanto, todo aumento del

consumopúblico comportaunareduccióndelahorronacionalmayorque la

que se deriva exclusivamente de la caída en el ahorro público. Asimismo,

el hecho de que la relación entre ambos tipos de consumo sea de

<20) Segúnlos resultadosaquíobtenidos,el ajusteesmuy lento ya que

en el sextoaño todavíaquedapor realizarla mitad del proceso.

134

complementariedadatenúaelefectoexpulsiónqueelgastopúblicopudiera

tenersobreel privado.

Porúltimo, cabeseñalarqueel ahorroempresarialsólo afectaa las

decisionesde consumode los agentesen el corto plazo, cuandoactúancomosilo consideraranun componentedesu riquezao renta,aunquecon

una propensión al consumo distinta a la de otros componentes. En cambio,

en el largo plazo, si los beneficios no se distribuyen, el consumo no se

altera. Por lo tanto, unapolítica fiscal encaminadaa estimularel reparto

de dividendosen detrimentodelahorroempresarialaumentaráel consumo

privado en mayor medidaen el largo que en el corto plazo, comportandoasí una disminución del ahorro privado mayor en el largo plazo. Encualquiercaso, aunqueestatesisno permite dilucidar el impacto que la

política tributariapuedetenersobrela descomposicióndel ahorroprivado

entre el componente de familias y el de empresas, en cambio sugiere la

necesidad de analizar el ahorro privado de forma desagregada, si se desea

conocerlas vías a travésde las cualeslas medidasde política económica

inciden sobrelas decisionesdel sectorprivado.

En resumen, el sector público puede tener una incidencia

significativa sobrelas decisionesde consumo/ahorrode las familias, entodo caso, en el corto plazo. Asimismo también ‘puede materializarse a

través del impacto que puedatenersobrelas decisionesen materiade

dividendosseguidas,a largo plazo, por las empresas.

135

CUADRO A4. 1. EFECTO DE LA INVERSIÓN PÚBLICA SOBRE EL CONSUNO PRIVADO

en ECUS

(1>

Ay~ 0,71.**

(4,65)

0,03(1,75>

Aw~

Ag~ —0,15

(0,83)

Aig~

Ase

At

R

t

—0,45(1,12>

—0,44

(2,03)

—0,14t

**

en PPC

(2>

0,71(5,24)

0,03

<1, 95>

—0,20(1,01>

—0,46

(1,26)

—0,45**(2,21>

—0,46(1,26)(0,83>

0,717

1,53DW

0,751

1,53

(1> Método de estimación: variables instrumentales sobre el modelo en

primeras diferencias.

Instrumentos utilizados:

ig~1, ig~2. se , se , r , t

CUADRO A4.2 ESTIMACIÓN DINAMICA EN NIVELES <1)

en ECUS de 1985

<1> <2) <3) (4>

0,65<11,85)

—0,01<0,24)

—0,22<1,08>

—0,50(4,81)

0,39(2,52>

—0,10<1,09)

0,08<2,20>

0,89

(9,34)

—0,49<6,80)

0,02<0,37)

0,23(1, 17>

0,24

(2,26>

—0,28

<1,57>

0,06<0,69>

—0,06

(1,55)

—0,15(2, 12>

1,89

0,998

0,67(12,12>

0,01<0,17)

—0,05

<0,25)

—0,49

(4, ~9>

0,19(2 , 44)

0,91

(9,92)

—0,53<7,11)

0,003(0,05>

0,14<0,84>

0,29

(2,59)

—0,05<0,68>

—0,14<2,02>

1,78

0,998

0,66(12, 07>

0,005(0,09>

—0,07

—0,53

<5,06>

0,16(2 , 04)

0,06(¾

0,88

(9, 54)

—0,51

<6,98)

0,004(0,08>

0,16

(0,85>

0,28

<2,54>

—0,11(1,36>

—0,05(1,33)

—0,15(2, 01>

1,85

0,998

0,65

(12,38>

—0,001(0,02)

—0,51<5,03)

0,15(1,96>

0,07<1,95)

0,87

(9,60>

—0,65

<12,38>

0,01<0,24)

0,26

<2,64)

—0,10<1,27>

—0,06(1,87)

—0,13

<1,91>

1,81

0,998

en PPC de 1985

(5) <6> (7) (8)

0,66<12, 47>

—0,009(0,15)

—0,27<1,34)

—0,50

(4,77>

0,37(2,40)

—0,10<1,08>

0,07(2,04)

0,88

(9,62)

—0,50<6,95)

0,02(0,29>

0,25(1,32>

0,24(2,28)

—0,25<1,42>

0,06(0,68)

—0,06<1,48)

—0,15<2,19>

1,87

0,995

0,67

<12,61>

0,01<0,23>

—0,11

<0,59>

—0,48<4,71)

0,17(2,21)

0,90

(10,12)

—0,53

<7,16)

0,0004<0,009)

0,19(1, 13>

0,27(2,48)

—0,05<0, 67)

—0,14

<2,06>

1,76

0,995

0,67

<12,58>

0,07(0,12)

—0, 15(0,77>

—0,52

<4,95>

0,15(1,86)

0,06<1,75>

0,88

(9,83)

—0,52(6,98)

0,003(0,06)

0,20(1,07>

0,27<2,46)

—0,10<1,29>

—0,05(1,40)

—0,14

(2,09>

1,84

0,995

0,65

<12, 98>

—0,003(0,05)

—0,49(4,88>

0,14

(1, 79)

0,07

<1, 94>

0,87(10,06)

—0,50(7,81>

0,01

<0,26)

0,25(2,61>

—0,09(1,16>

—0,06

(1,90)

—0,13

<1,95)

1,79

0,995

1> Todas las estimaciones

estadístico t.incluyen variables artificales de país. Entre paréntesis,

y

CONCLUSIONES

V.1. Motivación

La tasa de ahorro nacional de la mayoría de los países de la Unión

Europeaha sido en los ochentay principios de los noventainferior a la

quese observóen las dosdécadasanteriores.Si bienpareceque, desde

unaperspectivahistórica, sonlas tasasobservadasen los cincuentay los

sesentalas que son excepcionalmenteelevadas(Maddison (1992)), la

asociación directa entre ahorro, acumulación de capital y crecimiento

económicogenerauna cierta preocupaciónanteestaevolución’.

Asimismo, en este mismo periodo, estos países han aumentadode

formaapreciableel volumende susdéficit públicos, lo que ha reavivado

el debatesobre la capacidaddel sectorpúblico para incidir sobre las

decisionesde los agentesprivados.Dadoque,simultáneamente,elahorro

privado se ha mantenidomáso menosestable,seha argumentadoque laúnicaforma de aumentarel ahorro nacionalpasapor una reduccióndel

desahorropúblico.

La posibilidad de que se produzcanmovimientoscompensatorios

entre el ahorro privado y el público ha sido objeto de un amplio debate

teórico y ha generado una cuantiosaliteratura empírica2.La baseteórica

de estarelación es la hipótesis de equivalenciaricardiana, que postula

quelos consumidoresintegranla restricciónpresupuestariaintertemporaldel sector público en su conjunto de información. Por otra parte, la

~Cabeseñalarquela liberalizacióninternacionalde los movimientosdecapital ha podido atenuar este vínculo directo, en el sentido de que elahorro generadoen un país sepuededirigir a financiar el proyectodeinversión más rentable, independientementede su nacionalidad.(Feldstein y Horioka (19S0)).

2 Véanselas revisionesde Berheim (1987) y Seater(1993).

136

denominada hipótesis deausenciade velo societario,quesostienequelas

familias consolidan sus cuentas con las del sectorempresarial,demanera

que “rasgan el velo societario”, podría explicar la existencia de

movimientos compensatoriosentreal ahorro familiar y el societario. El

argumento teórico que explica tal relación es que las familias son,finalmente, las propietariasde las empresas.

Si las familias actúan de acuerdo con estos supuestos de

comportamientose produce algún tipo de sustitución entre el ahorrofamiliar y el empresarial y entre el público y el privado.

Los resultadosdel análisis empírico de las relacionesentre los

distintos componentes delahorrorecogidos en la literatura no parecen ser

muy concluyentes,tal comoserecogeenel capítulo1 derevisión. Parece,

en todo caso, que domina la interpretaciónde que las familias no rasgan

totalmente el velo societario, por lo que, o bien no se produce sustitución

entre ahorro familiar y empresarial o bien, si se produce, es

exclusivamente parcial. En cambio, gran parte de los resultados obtenidos

con el contraste de la hipótesis ricardiana no permiten rechazarqueeste

supuesto de comportamiento refleje la forma en la que actúan las familias.

En concreto, aunque son pocoslos trabajosdondeseencuentraevidencia

de que la hipótesis ricardiana se verifica en su sentido másestricto, son

menoslos que no encuentranningún tipo de evidenciaa favor.

Merece la pena formular un conjunto de consideraciones

metodológicas sobre la forma en que se ha abordado el análisis de estos

distintos supuestos en los trabajosexistentes.Por unaparte, la mayoría

de estudiosseharealizadocon datosdeserietemporal, presentándose en

muchos casos problemas en la estimación, derivados de la falta de

estacionariedadde las variables.En cambio, no se ha aprovechadoeste

tipo de información para analizar las relaciones dinámicas entre las

distintosfactores.Asimismo, la falta de adecuacióndel métodoutilizado

en las estimacionescon la especificacióndel modeloelegido (por ejemplo,

por la posible presenciade endogeneidad,o por la imposición de una

determinadaestructuraen los errores)ha caracterizadogran parte delanálisis realizado. Por otra parte, los escasosestudios realizadoscon

datos de panel para distintos conjuntos de países no incluyen, en

137

prácticamenteningúncaso,contrastessobrela homogeneidadimpuestaenla respuestade los distintos paísesa las variablesexplicativas.

Estatesissehapropuestocontrastarla hipótesisdeque las familias

actúancomo si consolidaransuscuentascon las del sectorempresarialycon las del sectorpúblico en un marcounitario, bajo distintosenfoques,

utilizando un panel incompleto de paises de la Unión Europea para el

período 1970-90. Además de la extensión a un panel de paísesde estoscontrastes, que hasta ahora se hablan formulado, en su práctica

totalidad, sólo con datos de serie temporal, se ha intentadouna ciertaaportaciónmetodológica,teniendoen cuentalas consideracionesque se

acabande presentar.En concretolas especificacionesde la función deconsumoy de ahorro estimadaspermiten distinguir entre el impacto a

corto y el impacto a largo de las distintas variables, lo que constituye una

aportacióna estetipo deanálisis. Asimismo, seha discutido en todos loscasosel método de estimaciónadoptado,especialmenteen relación a la

posible presenciade endogeneidad.En todos los casossepresentanloscontrastessobrela igualdadentrepaísesde la respuestadel consumoy

del ahorro a las distintas variables, de manera que se pueda determinar

si existeun patróndecomportamientocomúna todoslos paísesanalizados

o poragrupacionesde los mismos.

V. 2 Marca de análisis

Una de las consecuencias de la satisfacción simultánea de la

hipótesis de sustitución total entre ahorro familiar y empresarial y entre

público y privado es que la variable relevante para las decisionesde

consumo/ahorrode las familias es la renta nacional. Esto justifica la

formulación de un contraste sobre el cumplimientode estashipótesis de

comportamiento basado en la estabilidad de la relación entre la renta

nacionaly el ahorronacional,porunapartey la rentanacionaly elahorro

privado, por otro, que se abordaen el capítuloII.

En concreto, la estabilidad en la tasa de ahorro nacional podría

tomarse como un rasgo indicativo de la existencia de movimientos

compensatorios entre su componente público y privado, sobre todo cuando

138

sehan producidoalteracionesimportantesen la distribución de la renta

entre ambos sectores. De igual manera, una tasa de ahorro privado

constantepodríareflejar la ausenciade velo societario,en el sentidodeque las familias adoptansusdecisionesde ahorroteniendoen cuentalas

adoptadaspor las empresas.

Sin embargo,la exigenciade una tasadeahorroconstantesugiere

unainterpretaciónmuy restrictivadelasrelacionesquesedeseaanalizar,

por lo que seproponela aplicacióndel conceptode estacionariedada estecontexto. Debe tenerse en cuenta que la estacionariedad puede

interpretarse como estabilidad en el largo plazo: si una serie esestacionariaaunquese aleje temporalmentede su valor normal, acaba

volviendo a él. Por lo tanto, el análisisde la estacionariedady ordende

integración de las distintas seriesde ahorronospuedeproporcionaruna

primeraaproximacióna la cuestiónde si seobservasustituciónentrelos3

distintos componentesdel ahorro

No obstante, el contraste de si el comportamiento de las series de

la tasa de ahorro es compatible con la existencia de movimientos

compensatorios entre sus distintos componentes, además de que puede

tomarse sólo como un rasgo indicativo de tal forma deactuar, no permite

ninguna matización ya que, sólo puede recoger la existencia de sustitución

total.

Es porello queenel capitulo III seproponeun análisisquepermite

medir el grado de la sustitución directa existente entre los distintos

componentesdel ahorro.

Lasdecisionesdelahorrodel sectorpúblico y del sectorempresarial

desempeñanun papelmás o menosimportanteen la determinaciónde la

renta disponible de las familias, y a través de ella, inciden sobre las

decisiones de ahorro de este sector. Adicionalmente, también pueden

Cabe señalar que una de las aportaciones de este capítulo es laaplicación del análisis de estacionariedad a este marco, ya que,tradicionalmente,sehavenidorealizandoconcontrastesde Chow, y otraes la extensióna datosdepanelde esteenfoque,siguiendolos trabajosde Levin y Lin (1992y 1993).

139

afectardirectamentea la decisióndeposponerconsumoadoptadapor lasfamilias, si éstasconsideranalahorrodeestossectorescomoun sustituto

perfecto o imperfectodel propio. Las razonesquepuedenjustificar tal

consideracióndebenbuscarse,porunaparte, en que las familias son los

propietariosde las empresas,y, por lo tanto, soncapacesde rasgarelvelo societarioy coordinarsuactuacióncon la de las empresas.Por otra

parte, las familias, con su voto, orientanlas decisionesde política fiscal

y, consecuentemente,las delahorrodel sectorpúblico, lo quelespermiteconsolidarsu actividadcon la de estesector.

A partir de la estimación de una función de ahorro de las familias,

dondeel ahorrodelsectorpúblico y del sectorempresarialaparecencomo

variables explicativas, se permite que la sustitución entre estos

componentesdel ahorro nacional seaparcial y no exclusivamentetotal.Bajo esteenfoque,sepretendedeterminarel conceptorelevantederenta

paralas decisionesdeahorrode las familiasconel objetivo dedelimitar el4

nivel deagregaciónimplícito en lasdecisionesadoptadasporestesector

Sin embargo, la actividad del sector público aunque puede

recogerseen un agregado,como es el ahorro de las Administraciones

Públicas, se manifiesta a través de distintos elementos, como los

impuestos,las transferencias,el consumopúblico o la deudapública,

cuyo impacto sobre las decisionesde los consumidorespuedeser muy

distinto. En el capitulo 1V se desagrega la actividad del sectorpúblico

entre sus principales componentes y se analiza la respuesta de los

consumidoresante variacionesen cada uno de ellos. El objetivo es

determinarsi las familias integran en su restricción presupuestariala

restricción intertemporal del gobierno y la de las empresas,teniendoen

cuenta estas diferencias.

En estecapítulose tiene en cuentaque el gastopúblico debe serfinanciado o bien mediante impuestoso bien mediantedeuda, lo que

permite responder a la pregunta de si, empíricamente, la financiación del

déficit público esrelevanteparalasdecisionesdeahorro. La hipótesisde

~Unade las aportacionesde estecapítuloes la estimacióndirecta deuna función de ahorroen vez de una de consumo.

140

equivalenciaricardianasostieneque los agentesdescuentanlos futuros

impuestosimplícitos en la deuda, de maneraque sus efectosrealesnodifieren de los derivados de los impuestos. En otras palabras, este

supuestode comportamientosebasaen la observaciónde que los déficit

únicamente retrasan el pago de impuestos y dado que el momentodel pago

no afectaa la restricciónpresupuestariaintertemporaldel individuo, no

puedeafectara susdecisionesde consumo.

El hecho de que las familias actúen de acuerdo con la hipótesis

ricardiana y consolidensuscuentascon las del sectorpúblico y además

rasguen el velo societario, integrando su restricción presupuestaria conla del sector empresarial, puede interpretarse en el sentido de que

adoptansusdecisionesde consumo/ahorroteniendoen cuentala rentadelos otros sectores de la economía. En cambio, bajo un modelo keynesiano,

la variablerelevanteparalas decisionesdeconsumoesla rentadisponible

de las familias y la deudapública esconsideradacomo partede la riqueza

neta,por lo que implícitamentesesuponeque no seproduceningún tipode integraciónentrelas cuentasde los distintossectores.

La especificaciónde una función de consumoprivado, integrada

dentrodela hipótesisdeciclo vital/rentapermanente,constituyeelmarco5dondesedesarrollael contrastepropuesto

V.3. Principales resultados empíricos

La caracterización de las series de ahorro, a partir de loscontrastessobreelordende integraciónrealizados,parecenseñalarque,

en el conjuntode los paísesde la Unión Europeaconsiderados,el ahorro

privado es estacionario.En cambio, los resultadosobtenidospara el

ahorro nacional señalan que no existeun patróncomúndecomportamiento

parala Unión y que, por lo tanto, el análisisdeberealizarsepaísa país.

Unade las aportacionesde estecapitulo esla extensióna datos depanel de estecontrasteformuladoinicialmente en Kormendi (1983) y lacaracterizacióndel comportamientode los países segúnsu nivel dedesarrolloy de endeudamientopúblico.

141

En cualquier caso, en un número amplio de países la serie de la tasa de

ahorro nacional no es estacionaria. En concreto, los resultados obtenidos

apuntan hacia la idea de que la reducción observada en la tasa de ahorro

nacional no tiene carácter transitorio en cuatro de los paises analizados

(Francia, Italia, ReinoUnido y Grecia), dondela tasase ha estabilizado

en un nivel más reducido. Por su parte, en Portugal la tasade ahorro

nacional no parecereflejar ninguna caída, mientras que la serie paraIrlanda muestra resultados contradictorios, quedependendel contraste

de estacionariedadelegidoy parael restodepaíses(RFA, PaisesBalos,Bélgica, Dinamarcay España)parecequeno seencuentraestabilidad.En

cambio, la participacióndel ahorroprivado enel PIB sepuedecalificar de

constante en el tiempo, para el conjunto de la Unión, e individualmente,

en la mayoríade países:sólo en Italia y Bélgicano seencuentraningún

signo de estabilidaden esta tasa, mientras que en los PaísesBajos yFranciaserecogeun reajustede nivel.

Por lo tanto, con la evidenciarecogidaen el capítulo II sepodría

rechazar la hipótesis de sustitución perfecta entre ahorro público y

ahorroprivado en un númeroamplio de países.En cambio, la estabilidadobservadaen la tasade ahorro del sectorprivado en relacióna la renta

nacionalpodríatomarsecomoindicio afavor de la existenciadesustitución

entreel ahorrode las familias y el de las empresas.

Cuando se admite la posibilidad de que la sustitución no sea

necesariamentetotal y se estima una función de ahorro para el sector

familiar, estosresultadossematizanligeramentey sepuededistinguir la

respuestadel ahorro en relación a los valorescorrientesde la obtenida

con respectoa los valorespermanentesde las variables.

Cuando se suponeque son sólo los valores corrientes de las

variableslas que determinanlas decisionesde ahorrode las familias, se

puede concluir que estas consideran el ahorro de las empresas como parte

de su renta, mientrasque el papel desempeñadopor el ahorropúblico

parece que es irrelevante. En cualquier caso, si las decisiones públicas

en materia de ahorro son tenidas en cuenta por las familias, no se produce

una compensaciónplenaentre ambossectores.En cambio, la evidencia

recogida para el ahorro empresarialapunta hacia la presencia de

142

sustitucióntotal en prácticamentetodos los casos.Es decir, las familias

consideranel ahorroempresarialcomo propio.

En cambio, si la renta relevante para las decisiones es la

permanenteo esperada,entoncesel valor esperadodel ahorro públicotambiénincide sobrelas decisionesdeahorrodel sectorfamilias, perode

tal manera que la sustitución no es perfecta. Asimismo, el ahorroempresarialsustituye sólo parcialmenteal familiar, de maneraque un

aumentoen los beneficios retenidosesperados,tendráun menor efectoexpansivosobreel consumoqueunaumentoidénticoen algúncomponentede la renta permanente disponible de las familias.

Por lo tanto, de la evidencia recogida en elcapítuloII]? sedesprende

quevariacionesen el ahorropúblico, a corto plazo, no afectanal ahorrode las familias: las disminucionesde impuestosseconsumencompletamente

en el corto plazo y los aumentos se financian con reducciones en el

consumo, de manera que a corto plazo el ahorro de las familias no se

modifica y el ahorro nacionalvaría en la misma magnitud que el ahorropúblico. En cambio, un aumentopermanenteen el ahorropúblico, afecte

o no a la rentadisponible, comportaráunareducciónen elahorrofamiliar

perode tal magnitudque, sin embargo,el ahorronacionalcrecerápor la

variación del ahorro público, ya que la relación entre ambos componentes

pasa a tener carácter parcialmente sustitutivo. Por otra parte, los

resultados presentadosindican que, mientras en el corto plazo los

aumentos exógenos en el ahorro societario se verán exactamente

compensadoscondisminucionesenel ahorrofamiliar, enel largoplazo,se

afectaráel nivel del ahorro privado, produciéndoseun incrementode

menor cuantía que el observadoen el componenteempresarial.Por lo

tanto, en el largo plazo, no sólo se producen alteraciones en la

composicióndel ahorronacionalsino tambiénen el nivel6.

La estimación de la función de consumo y recogida en el capítulo IV

6 En estecapítulotambiénseconcluyequelaincertidumbreaproximadapor la inflación esperadao por la tasa de paro tiene una incidenciapositiva sobreel ahorro. Asimismo, los tipos de interésincidensobrelasdecisionesde ahorrocon signo positivo.

143

permiteanalizarla respuestade los consumidoresantevariacionesen los

distintos componentesque configuranla actividadpública.

Los resultados obtenidos no responden de forma global y unitariaa las versionesmásestrictasformuladassobrela hipótesisricardianay la

de ausenciade velo societarioque seestáncontrastando.No obstante,

cuandono seconsiderala posibilidadde queexistadependenciaentrelas

característicasno observablesde los paísesy las variablesexplícitamentetenidasen cuentaen la estimaciónde la función de consumo,los agentes

parecenactuartotalmentedeacuerdocon los postuladosricardianos. Sin

embargo, el contraste realizado parece rechazar la restricción impuesta de

quelas característicasno observablesdecadapaíssonindependientesde

la estructura de su sector público, recogidapor el nivel de consumopúblico, de transferencias, de impuestos y de deuda, invalidando así el

resultadosobre el comportamientode las familias que se deriva de su

imposición.

El consumopúblico no aparececomounavariablerelevanteparalasdecisiones de consumo de los agentes privados, ni a corto, ni a largo

plazo, por lo que la relación entre ambos consumos puede definirse como

de independencia.

Mientras que los impuestos no parecen desempeñar ningún papel en

la toma de decisiones de consumo por parte de los agentes privados, la

incidenciade las transferenciasparecediferir enelcortoplazoenrelación

al largo. En el corto plazo, tienen un impacto positivo, ya que la

redistribución que seoperaa travésde ellas revierteen colectivosconmayorpropensiónmarginalal consumo.A largo plazo, no parecequeeste

resultadosemantenga,demaneraquelas transferenciastampocoinfluyen

sobreel consumo:el impacto positivo que se producea corto plazo, se

desvanece a largo. Podría interpretarse en el sentido de que la

redistribución operada a partir del juego de transferencias no se ve como

definitivo o estableen el largo plazo.

El papel de la deuda pública, tanto en el corto, como en el largo

plazoesnulo, enconsonanciacon la hipótesisricardiana,lo quepuedeser

indicativo de que no se consideraque seaun componentede la riqueza

144

neta de las familias.

Los resultadosparecenseñalar, asimismo, que hay diferenciassignificativas de comportamiento entre grupos de paises. En concreto,

aquellosque tienen un nivel elevadode renta, consideranel consumo

público como complementariodel privado, mientrasque aquelloscon unnivel reducidoactúancomosi fuerasustituto, lo queestáenconsonancia

con la idea de que el sectorpúblico ayudaa cubrir en estospaísesunas

necesidadesbásicas. Por otra parte, las economíascon un nivel deendeudamiento público inferior a la media en el periodo analizado

consolidansuscuentasconel sectorempresarial,demaneraqueel ahorro

societarioformapartedela variablederentarelevanteparalas decisiones

de consumo,y familias y empresasactúancomo sí fueranunaunidad. Encambio,estospaísesno parecenconsolidarconelsectorpúblico dadoque,

aunque no consideran a la deuda pública como un componente de riqueza,

las transferencias netas parecen influir positivamente sobre sus

decisionesde consumoprivado. No parecenreflejar en ningún casounaformadeactuarpróximaa los postuladosricardianos.Al contrarioocurre

en los paísesendeudados,dondeel comportamientode los agentesesmás

próximo a la hipótesisde quedescuentanlos impuestosfuturos asociados

a la financiacióndelgasto,relaciónquepuedeexplicarseporqueenestospaísesla opinión pública estámás sensibilizadacon respectoa la carga

futura de los déficit actuales.

El papeldel ahorro empresarialtambiénes relativamentedistinto

segúnel horizonte temporalconsiderado,ya que, mientrasa corto, losbeneficiosno distribuidos inciden sobrelas decisionesde consumode las

familias, a largo, no tienenningún peso.

V.4. Sumario

A partir de los tres enfoquesseguidossedesprendenunaseriedeconclusionesquepermitenintegrarlos resultadosobtenidosbajocadauno

de ellos.

Porunaparte,la reducciónobservadaen la tasadeahorronacional

145

de los países industrializados no debe considerarse de carácter

permanenteen la mayoríadelos paísesde laUnión Europeaanalizados.En

realidad, la evidencia recogida sobre la satisfacción de la hipótesis de

equivalencia ricardiana en el largo plazo permite pensar que las familias

acaban actuando compensatoriamente en relación al sectorpúblico. Por

ello, la reduccióndel déficit público no esla únicavía pararecuperarlos

niveles de las tasas de ahorro nacional observadasen las décadasanteriores. Sin embargo,aunquela actuacióndel sectorprivado puede

acabarcompensandoel desahorropúblico en el largo plazo, el ajustees

muy lento y en cualquiercasono parecedescabelladofijar como objetivo

la minimización de las pérdidasde eficienciaquepuedanderivarsede ladetracciónde recursosporpartedel sectorpúblico, incluso en el corto

plazo, lo que puedecomportarque debanllevarse a cabo reducciones

significativasen el déficit presupuestario.

Por otra parte, la relativa estabilidadobservadaen la ratio deahorro privado sobre la renta nacional y que se refleja en la

estacionariedad recogida en el contraste de raíz unitaria realizado, no

parece responder a la existencia de movimientoscompensatoriosunoa uno

entreel ahorro familiar y el empresarial.En realidad,pareceque si bien

a cortoplazopuedeexistir ciertasustitución, a largoplazo, los beneficios

no distribuidospor las empresas,el ahorrosocietario,no tienenningunaincidenciasobrelas decisionesde consumode las familias. La estabilidad

hallada en el agregadopuedereflejar respuestascontrarias frente alciclo: cuando la economía crece, las familias consumene incluso se

endeudanparaconsumir,mientrasquelasempresasamplíansusmárgenes

y aumentansu ahorro. En la faserecesivadel ciclo, las familias ahorran

y las empresascomprimenmárgenes,reduciendosu ahorro. En ningún

casoparecenresponderdirectamentea la decisiónadoptadapor el otro

sector. Por lo tanto, todapolítica tributaria recaudatoriamenteneutral,

encaminadaa estimularde formapermanenteel repartode beneficiospor

partede las empresas,vendráacompañadadeun aumentoenel ahorrode

las familias, mayor en el corto que en el largo plazo. En realidad, mientras

que en el corto plazo, el ahorro privado sólo cambiará de composición, en

el largoplazoseproduciráunavariaciónen sunivel en la mismadirección

queel cambioinicial enelahorroempresarial,pero demenorcuantía.Así,

la atenuaciónde la doble imposición de dividendos en el impuesto sobre la

146

renta,en la medidaquepuedeactuardeestímuloal repartodebeneficios,

conducirá a un mayor esfuerzo ahorrador por partede las familias, pero

a una reducciónen el ahorro privado. El aumento en la rentadisponiblese ahorrará, parcialmentey el consumoprivado creceráligeramentea

largo. El ahorronacionalno sólo veráalteradasu composiciónsino que

también experimentará una reducción.

A parte de las limitaciones que impone la definición de las distintas

variables utilizadas en la estimación, que se ajusta a la de la contabilidad

nacional,cabeseñalaralgunosfactoresquepuedenexplicarestadistinta

respuesta en el corto y en el largo plazo. En concreto, la falta de un

verdadero control sobrelas decisionesde las empresasquepuedeversecomo creciente en el tiempo, la incertidumbre asociada a los beneficiosno

distribuidosfrente a los distribuidos, la reducidapropensiónal consumoqueprevisiblementemuestranlos accionistasen el corto plazo, mientras

que en el largo plazo se puedenproducir cambios distributivos en la

propiedad, así como el papel desempeñado por el stock de riqueza, que

incluye una estimación del valor esperado de la empresa pueden ser

elementosque expliquen este distinto comportamientoa lo largo del

tiempo.

Aunqueel enfoqueseguidoen estatesisno permitedeterminarel

impactoque la política tributaria puedetenersobrela descomposicióndel

ahorro privado entre el componentede familias y el de empresas,en

cambio, los resultadosobtenidos sugierenla necesidadde analizar el

ahorro privado de forma desagregada, si se quiere conocer las vías a

travésde las cualeslas medidasde política económicainciden sobrelas

decisiones del sector privado.

Asimismo, la evidencia recogida parece indicar que la respuesta del

consumo a las variables del sector público depende del horizonte temporal

que se considere.En concreto,en el corto plazo, la rentadisponible de

las familias seconstituyeen la variable relevanteparalas decisionesde

consumo/ahorro.En cambio,enel largo plazo, los consumidoresparecendescontar los impuestos, integrando la restricción del sector público en

su restricción presupuestaria intertemporal.

147

renta, en la medida que puede actuar de estimulo al reparto de beneficios,

conducirá a un mayor esfuerzo ahorrador por parte de las familias, pero

a una reducción en el ahorro privado. El aumento en la renta disponible

se ahorrará, parcialmente y el consumo privado crecerá ligeramente a

largo. El ahorro nacional no ~610 verá alterada su composición sino que

tambien experimentara una reducción.

A parte de las limitaciones que impone la definición de las distintas

variables utilizadas en la estimación, que se ajusta a la de la contabilidad

nacional, cabe señalar algunos factores que pueden explicar esta distinta

respuesta en el corto y en el largo plazo. En concreto, la falta de un

verdadero control sobre las decisiones de las empresas que puede verse

como creciente en el tiempo, la incertidumbre asociada a los beneficios no

distribuidos frente a los distribuidos, la reducida propensión al consumo

que previsiblemente muestran los accionistas en el corto plazo, mientras

que en el largo plazo se pueden producir cambios distributivos en la

propiedad, asi como el papel desempebado por el stock de riqueza, que

incluye una estimación del valor esperado de la empresa pueden ser

elementos que expliquen este distinto comportamiento a lo largo de1

tiempo.

Aunque el enfoque seguido en esta tesis no permite determinar el

impacto que la politica tributaria puede. tener sobre la descomposición del

ahorro privado entre el componente de familias y el de empresas, en

cambio, los resultados obtenidos sugieren la necesidad de analizar el

ahorro privado de forma desagregada, si se quiere conocer las vías a

través de las cuales las medidas de politica económica inciden sobre las

decisiones del sector privado.

Asimismo, la evidencia recogida parece indicar que la respuesta del

consumo alas variables del sector público depende del horizonte temporal

que se considere. En concreto, en el corto plazo, la renta disponible de

las familias se constituye en la variable relevante para las decisiones de

consumolahorro, En cambio, en el largo plazo, los consumidores parecen

descontar los impuestos, integrando la restricción del sector público en

su restricción presupuestaria intertemporal.

Se pueden señalar varias razones que expliquen la conclusión que

se desprende del resultado obtenido de que las medidasfiscales de

estimuloal ahorro <o al consumo)puedenserefectivasen el corto, pero

no enel largoplazo. En concreto,la presenciaderestriccionesde liquidez

que pueden desaparecer en el largo plazo, los costes de procesar la

informaciónnuevaque lleva a los agentesa actuarcon ciertas inerciasola necesidadde aprendizaje son algunos de los elementos que impiden un

ajuste inmediato a la nueva situación. A un nivel macroeconómico, se

podría señalar la ausencia de plena libertad de los movimientos de capital,

queactuaríacomo unarestricciónagregadaquedificultaría alcanzarlosniveles deseados de las variables de consumo y ahorro en el corto plazo.

En este sentido, toda medida económica que altere la rentadisponible de las familias afectará a las decisiones de los consumidores.

Por tanto, una disminución de impuestos (un aumento de las

transferenciasnetas) financiadacon deudatendrá, a corto plazo, un

impactoexpansivosobreel consumo.En realidad,el aumentoen la rentadisponibleno se destinaráen su totalidad al consumosino que partese

ahorrará. Por lo tanto, el aumento en el desahorropúblico se verá

relativamentecompensadopor el crecimiento del ahorro familiar, de

manera que la reducción en el ahorro nacional será inferior a la que se

derivaría si sólo se considerara el cambio producido en el ahorro del sector

público. En cambio, a largo plazo la forma de financiacióndel déficit es

irrelevante y la política fiscal pierde su papel: el consumo privado no se

altera, todo el aumento en la renta disponible se ahorra, de manera que

el nivel del ahorro nacional permanece inalterado.

Sin embargo,parecequelaprácticaausenciadedéficit públicosen

el pasado,quese manifiestaenun nivel deendeudamientoreducidoen el

presente, conducea una distinta respuesta de las economías a los

estímulosfiscales.En concreto,en los paísesconnivel reducidodedeuda

pública la política fiscal es efectiva, ya que no se descuentan futuros

impuestos, al contrario de lo que ocurre en los países con un historial de

elevados déficit. Una explicación de tal comportamiento vendría dada por

el hechode que los paísescon nivel reducidode deudapública no tienen

ningún motivo para creer que un recorte de impuestos hoy, que se

compense con una subida de impuestos mañana, vaya a afectar

148

4

negativamente al bienestar futuro de los consumidores. Bajo este marco

de ilusión fiscal, la reducciónimpositivaestimulael gastoen consumoenvez de la capitalizaciónde las obligacionesfuturas.

Por otra parte, en los países que muestran elevados niveles de

rentaper capita, aumentosen el gastopúblico generanvariacionesdel

mismo signoen el consumoprivado. El hechode que el consumo público se

vea como complementario del privado atenúa el efecto expulsión que el

gastopúblico pudieratenersobreel privado.

En consecuencia, los resultados obtenidos en esta tesis por lo que

respectaa la relación entre ahorro familiar y empresarialestán enconsonanciacon la evidencia recogida en otros trabajos para otros

períodosy países,aportando,en cambio, un enfoquedinámico a esta

cuestión. Esta perspectiva temporal permite conciliar el hallazgo de

ausenciatotaldesustituciónrecogidaenalgunostrabajoscon lapresenciadecompensaciónparcialquesededuceenotros. En cambio,los resultados

obtenidosparalasvariablesdelsectorpúblico discrepandegranpartedelos presentadoscon series temporalespara estos paises, ya que, en

términosgenerales,estosestudiosno hanencontradoevidenciadequese

verifique la hipótesis de equivalenciaricardianaen sentido estricto7.Dadoqueel descuentototal de impuestosesel resultadoqueseobtieneen

estatesis parael largo plazo, estasdiscrepanciaspodríanoriginarseo

bien porque no se considerala perspectivadinámica, o bien por un8enfoquemetodológicodistinto en la estimación

Varias son las posibleslineas de investigaciónfuturas, apartedela quesederivaríade incluir máspaíseso de podercontarconseriesmás

‘ Nícolettí (1988) encuentraevidencia de la satisfacciónde estahipótesisen los casosde Italia y Bélgica, daspaisesconelevadosratiosde deudapública/PIB.

~Koskelay Viren (1986)paraunpaneldepaisesde la OCDEconcluyenque el ahorropúblico tiene sólo un efecto (temporal) a corto plazosobreel consumo privado mientras que a largo su impacto es nulo. La noutilización de variablesinstrumentalescuandoel modeloespecificadoasílo requiere,puedeestaren la basede la discrepanciacon el resultadoaquíobtenido.

149

largasen la estimación9.Unade ellaspodríacentrarseen determinarenquémedidalas diferenciasobservadasen los nivelesmediosde la tasade

ahorro de los paiseseuropeospuedenser explicadaspor la diferenteestructuray composiciónde su sectorpúblico. Dado quepareceque la

respuestade los consumidoresa las medidasdepolítica económicacambiasegúnel historial de déficit públicosde un pafs, cabepensarqueel nivel

medio del ahorronacionalpuedevenir explicadopor la organizacióndel

sectorpúblico10. Asimismo, el análisis de los determinantesdel ahorro

del sectorsocietariopodríaecharluz sobrela interdependenciaentrelas

decisionesadoptadaspor las familiasy las quetomanlasempresas,lo que

podría ayudara explicar la relativa estabilidadobservadaen el ahorro

privado. En concreto, el estudio de la hipótesis de que los márgenestienen carácterprocicico podría ser ilustrativo de estarelación. Por

último, distinguir el papeldesempeñadopor la SeguridadSocial podríaconstituir el objetivo de un trabajo posterior. Cabe pensar que la

incidencia de la SeguridadSocial en las decisionesdeahorro dependede

factoresdemográficosy del mercadolaboral queaquíno se hantenido en

cuenta, dado que el análisis se ha abordadocon un mayor nivel deagregación.

~La mayoríadeorganismosqueelaboranestadísticasoficiales cambianla base del cómputo cada diez años, aproximadamente, lo que limita laposibilidad de disponerde serieslargasno sólo en términos reales,sinotambién en términosnominales. En cualquiercaso, sonreaciosa realizarcualquier tipo de homogeneizaciónque permitiera disponer de serieshistóricas,por lo queesel investigadorquiendeberealizaresteproceso.

~ Los resultados obtenidos bajo la restricción de ausencia de

correlaciónentreefectospaísy regresorespuedeserindicativo tambiénde estaposible relación.

150

APÉNDICE 1

Datos

Al. 1. Enumeraciónde las variables

Las variables utilizadas en las estimacionesse definen de la

siguientemanera:

u = log(ue)-log(ue_)t

ue~ = tasa de paro en t

= log ~ — log ~

= nivel de precios en trl = tipo de interésreal a largo plazo

t

rl = u—ntt t

= tipo de interésnominal a largo plazorc~ = tipo de interésreal a corto plazo

rc~ = ic~ ~7hic, — tipo de interésnominal a corto plazo

SF~ ahorro bruto de las familias en monedanacionalcorriente= ahorrobruto de las empresasen monedanacionalcorriente

SG = ahorrobruto del sectorpúblico en monedanacionalcorrientet

YF = renta bruta disponible de las familias en monedanacional

corriente

C = consumo privado en moneda nacional corrientet

YF~-SF~

= rentanacionalbrutadisponibleenmonedanacionalcorriente= consumopúblico en monedanacionalcorriente

riquezaprivada

t

K~+S SCQ14967

= stock capital fijo

SCQ= saldopor cuentacorriente

TR = transferenciascorrientesa las familias en monedanacional

corriente

151

HP = saldo vivo de deuda pública bruta en moneda nacionalt

corriente

it impuestos sobrela rentay el patrimonio, la producción y las

importacionesy las cotizacionesa la SeguridadSocial en

monedanacionalcorriente.GI = pagosde interesesde la deudapública en monedanacional

t

corriente.IG = formaciónbruta de capital fijo del sectorpúblico en moneda

t

nacional corriente.

N-rG~ = TR~ +GI

Al. 2. Canstrucciónde las variablesutilizadas

Las variables que se han utilizado en las estimacionesse hanconstruidode la siguientemanera:

a) Para la especificación en tipos de cambio:

parax~ =sf~, yf~, ser, sg~, c~, ~ ~ w~ ~ ig~, tr~, bp~, nzg~ y siendo

el valor nominal en moneda nacional de la variable correspondiente

(SFr, YF~, SE~, SG~, etc).

t

‘~ tc85 po~

donde

tc85 = tipo de cambio de la monedanacionalcon respecto al ECU(1 ECU=

monedanacional)en 1985.

= poblacióntotal

152

b) Parala especificación en ParidaddePoderde Compra de 1985 <PPC)

= ______

pt pot

PPP85= paridad de poderdecompradel consumonacionalen 1985 en

ECOSinternacionales(1 PPC = ... monedanacional)

ALa. Definición y fuentes

Paralas variables SF~, SE~, SQ, YF~, C.c, ‘k~ G~, r~, GI.~, IG~ y

TR~, se ha utilizado la basede datos de Cronosque elabora Eurostat,

donde se recogenlas cuentasde los sectoresinstitucionalesy de lasAdministracionesPúblicasde lasCuentasNacionales.La definiciónexacta

de los sectoresempresarial,familiar y público puedeencontrarseen

Eurostat (1993), dondesepresentansobresoportede papellas CuentasNacionalesdetalladaspor sectoresde los distintospaísesde la Comunidadpara el período 1979-1990. Debe destacarseque Bélgica, España,

Dinamarca, Italia, PaísesBajos y el Reino Unido no puedensepararel

sectorde las institucionesprivadas sin fines de lucro (i.p.s.f.e.) del

sectorfamilias, de maneraqueseincluye todo en esteúltimo sector. Sin

embargo,las i.p.s.f.e. representanmenosdel 1% de estaagrupaciónen

prácticamentetodos los conceptos. El dato utilizado para recoger la

variable de deudapública brutaesel que figura bajoestarúbricaen lascuentas de Eurostat. La población total se obtiene de los anexos

estadísticos que se presentan en Comission of the European Communities

(1991).

Las Paridadesde Poderde Compra,PPP,utilizadascomo deflactor

son las que se presentan en Eurostat (1988) y que utilizan como año base

1985. Aunque la OCDEtiene calculadas PPP en base 1990 (OCDE (1992)),

no se dispone de contabilidad nacional en base a este año para todos los

países de la Comunidad, por lo que se opta por la de 1985. Se utiliza la

153

PPPdel consumonacional, y no la del PIR’, ya que se intentanrecogerlos precios relativos que inciden sobre las decisiones de ahorro de las

familias.

En cuanto a los tipos de cambio se ha optado por coger la mediaanualdel cambiodel ECU en 1985. La fuenteesla publicaciónttMoneyand

Finance” de Eurostat.

Las variables nominales se deflactan con el deflactor del consumo

privado base 1985 que proporciona Eurostat en su publicación “Money and

Finance”. Este deflactor es el que se usa para construir la variable de

inflación.

La tasade paro definida sobrepoblación activa civil es la que seobtiene de los anexos estadísticos recogidos en Commission of the

European Communities (1991). En esta misma publicación puedenencontrarse los tipos de interés nominal a corto y a largo plazo con una

descripción detallada de los activos elegidos. Los tipos a corto suelen

recogerplazosdetresmesesmientrasquelos tipos a largopresentanuna

mayor variabilidad. Paralos tipos a largo en Portugalseha utilizado lapublicación “International financial statistics” del Fondo Monetario

Internacional, ya que la seriequeproporcionala Comisiónno tienedatos

anterioresa 1985.

La variablede riquezase construyecomo suma del stock de capital

bruto elaboradoporla OCDE, bajoel supuestodeunatasadedepreciación

del 3%2, y disponible en la base de datosrecogidaen Ricardo (1993> y elsaldo de cuentacorriente acumuladodesde1967, que intenta captar la

riquezafrente al exterior. No se disponede serieslargasde agregados

monetarios amplios, que deberíanformar parte de esta riqueza en la

~ Debe tenerse en cuenta que para la construcción de la PPP ladesagregación del PIB en sus distintos componentes no se correspondeexactamente con las definiciones propuestas en ESA (European Sistem ofIntegrated Economic Accounts). Concretamente,se distingue entreconsumonacionaly consumocolectivo del sectorpúblico.

2 Los mismos resultados se obtienen con las series de capital

construidas bajo el supuesto de depreciación del 5%.

154

medida que no tienen una contrapartida física. Las pruebas efectuadas

con la inclusión de ml en la definición de riqueza proporciona

prácticamente los mismos resultados en las estimaciones y, además, es un

agregado demasiado estrecho. La fijación de objetivos en términos de

agregados para el desarrollo de la política monetariade los distintos

países, así como los cambios producidos en la definición de los mismos,

dificultan la elección de un agregado que no adolezca de problemas de

coherencia en el tiempo ya que los desplazamientosentre los distintos

componentes pueden ser verdaderamentedeterminantesde su evolución.Porúltimo, merecela penadiscutir la inclusióndel stockdecapitalpúblico

dentrode la definición de riquezautilizada y que deberíareflejar la del

sectorprivado. La primerarazóndetal inclusiónes queno sedisponede

seriesdesagregadas entresectorpúblico y privado. La OCDEcuenta con

una series de stock de capital industrial para algunos de los países

incluidos en la muestra,pero no recogeel capital residencialque, en el

caso del sector familiar, constituye una partida relevante. Por ello se 0pta

por incluir todo el stock de capital.

La inclusión de todos los ingresos impositivos se explica por el

hecho de que en contabilidad nacional no se imputan todos los impuestos

a distintos sectores. En concreto, el IVA y los impuestos que gravan la

importación,figuran en unacuentade produccióny explotaciónparalas

operaciones no sectorizadas.

En los cuadros que siguen se presentan los datos utilizados

ordenadospor capítulos.

155

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APÉNDICEII

Contraste de raíz unitariabajo la hipótesis nula de estacianariedad

En Leybourne y McCabe (1994) se explica y desarrolla un contraste

deraízunitariaquetienecomohipótesisnulalaestacionariedad.El modelo

consideradoestáformuladoen nivelesy tiene la formasiguiente:

(AII.1)= ~Xt +

con

at a1 + a =ao t=1~.T (AII.2)

siendo

a)cIdL)n1-q~L- 4~L2- .... -

p

un polinomioautorregresivode ordenp en el operadorde retardosL con

raícesfuera del círculo unitario,

b) e, —ud (O, a2)

c) ~ — ud (O, a2)

d) Adicionalmente, sesuponeque e~y ‘i,~ sonindependientesentresi.

Sepuededemostrarqueestemodeloesequivalenteensusmomentos

de segundoorden al procesoARIMA (p,l,l)

1V(L) (1—L)y~ = ( 1—eL)~ o <e <1 (AII.3)

con

— ud <o, a~)t

2a =e

y estando e relacionado con a~ a partir de

156

e = (r + 2 - (r2 +

dondea

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Enestecontexto,a la representaciónARIMA (p,1,1) sele denomina

formareducidadel modeloestructuralrepresentadopor (Ah .1) y (AII.2)

Unacaracteristicade estemodelobajo estashipótesisesque a~>O

no solo implica la presenciade unaraíz unitariaen el componenteAR de

la forma reducida, sino que automáticamenteimplica la existenciade uncomponenteMA (1) invertible con un coeficientepositivo.

Paracontrastarla estacionariedadde la serie

1) Se estima el siguiente modelo ARIMA (p,1,l) bajo máximaverosimilitud

1~

Ax~= E @~ Ax~ + -‘Dii-

2) Se construye la nueva serie x a partir de los coeficientesestimados:

1’* a>

x =x - -t~ ~ E

*3) Se obtienen los residuosde la estimaciónminimocuadráticade

sobreuna constantea:

*—a

157

4) Se construyeel siguienteestadístico:

T

donde = min[i,j] y T es el número de observaciones.

Los valores críticos asintóticos están tabulados en Kiwatkowski et

al. (1992). Si s < st donde s45 esel valor critico, entoncesno sepuede

rechazar la hipótesis nula de que x~ esuna serie estacionaria.

158

APÉNDICE III

Contrastede exogeneidad

La existencia de simultaneidad en un modelo general que se

representapor:

= f3x~ + v~ (AIII.1)

puedeabordarseen la estimacióncomoun problemadevariablesomitidas

donde se cuestionala ortogonalidadde los residuoscon respectoa las

variablesincluidasen la partederechade la ecuación(Hausman(1978>).Bajo esteenfoque,el contrastede exogeneidadseplanteacomo un test

sobrela significatividad estadísticade A en:

= 8x~ + Xx~ + e~ (Allí .2)

dondex~ esel valor ajustadodex~ queseobtieneal regresarx~ sobresus

instrumentos.Parahaceroperativo tal contrastesereescribe(AIII.2) y

seobtiene:

= (1.1 + A)x~ + A (x~ - x~) +

(AIII.3)

- (8 + A)x~ - A v~ + e

donde

k

vt = x~ — xt = x,< — E y~‘tEa

y z~ son los instrumentos utilizados.

Por lo tanto, y en el caso que nos ocupa, concretamente,el

contrasteserealizaen dosetapas.En la primeraseefectúaunaregresión

de la primera diferencia de la variable, cuya exogeneidadse desea

contrastar,sobresuspropiosretardosendiferenciasy sobrelos retardos

en diferenciasdel restode las variablesqueaparecenen el modelo.

159

En concreto, se estima la siguiente relación:

j q It

Az1,~=S Ea,1 AZ1,(t~~I) + E LI1 Asfta (AIII.4)j~z1 p1 11

donde z es la variable cuya exogeneidad se desea contrastar y es, por

tanto, yf~, set, sg~, ~ rl~, rc~ y u~.

Aunque teóricamente no existen fundamentos para pensar que las

cuatro última variables pueden ser endógenas, en algún caso, parece que

merece la pena contrastarlo explícitamente.

En la segundaetapa,los residuosde la ecuación(AIII.4) estimada

se incluyencomo regresoresadicionalesen el modelogeneralestimadoen

primerasdiferenciasbajoMCO. Es decir, enestecaso,seestimapor MCO

Asf~ = ai-Ayf~ + a2Asei- + a3Asg~ + a4An~ +

(AIII.5)+ a5Arc~ + a6Arh + a,Au~ + b0Q~ -+

donde

j q It

vt =Az1,~ —r ra1,1 Az1,<~1, +Ea1Asf~11=1 p4

Si e0 y e1 son, respectivamente, los residuosde la ecuaciónestimadabajoel modelo restringido que impone b0 = O y bajo el irrestringido, (AIII.5)

entoncesen la hipótesisnula de exogeneidad,el valor de

(Ee — Ee~) /(ki-—k~) (Allí. 6)

Se~I(T -k1)

se distribuye como una F con ki--k0 y T-ki- grados de libertad, donde T es

el número de observaciones y k0 y ki- son el número de parámetros

estimados en el modelo restringido y en el irrestringido, respectivamente.

Dado que el análisis se efectúa variable a variable, la t de Student podría

utilizarse también.

160

En el cuadro Allí .1 se presentan las resultados de estecontraste

de exogeneidad, en el que, concretamente, se ha incluido un retardo de

cada una de las variables (kl en (AIII.4>). Las pruebas efectuadas con

retardosadicionalesproporcionanresultadosmuy similares.Enla primeracolumnase encuentrael valor del estadísticoconstruido, siendo3,94 el

valor de la E correspondienteal 5% de significatividad con 1 y 22 grados

de libertad. En la segunda columna se encuentrael valor del estadístico

t deb0. Las variablesderentay ahorrosedefinenentérminosde paridad

de poder de compra (ppc) y en términos de ecu (tc)>

Tal como se observa, sólo la rentadisponiblede las familiaspermiterechazar la hipótesis nula de exogeneidad,mientras que el resto de las

variablesaparecencomo exógenas-

En el cuadroAllí . 2 se presentanlos resultadosdel contrastede

exogeneidadrecogido en la ecuaciónAIX! .6, aplicado a la función de

consumo estimada en el capitulo IV. El valor critico del estadístico Ecorrespondiente a 1 y 91 y 1 y 92 grados de libertad es 3,92 al 5% de

significatividad.

Tal como se recoge en el cuadro, sólo la riqueza y la deuda pública

no aparecencomo variablesexógenas.

161

CUADRO AIII. 1. COrEASTE DE EXOGENEIDmD(1>

F[l,223 t

*1 **yfppc 9,93 3,15

t

** **yftc~ 11,75 3,43

0,23 —0,48

setc~ 0,07 —0,27

sgpp~ 0,90 0,95

sgtc~ 0,32 0,57

rc~ 0,93 0,87

1,51 1,23

rl 0,04 0,19t

u 0,94 —0,97

(**> Significativo al 5%.

(1> En este caso, el contraste se realiza sobre la especificación

ASf~ = ai-Ayf~ + a2Ase~+a3Aag~ +aán +aArc +aArl +aáu +e

CUADRO AIII.2. CONTRASTE DE EXOGENEIDAD (1>

F [1,91]

yctc~ 0,83

0,61ycpp~

wctct

wcpp~

sectct

secpP~

tctet

tcpp~

gctc~

gcpp~

wctct- 1

wcpp~1

7,53

5,44**

t

—0,91

—0,78

—2,86

—2,41

2, 15

1,00

0,48

0,68

0,25

0,18

1,02

—1,48

—1,00

0,69

0,83

0,50

0,42

—1,01

—1,21

t

2,55

1,91

1,44

F [1,90] <2>

bpctc~ 11,17

bpcpp~ 7,35

wctct

wcpp~

10,93

8,34

2 , 50

2, 18

(1) En este caso, el contraste se realiza sobre la especificación

Ac~ a0Ay~+ ai- Aw~ + a2 Ag~ + a3 Ase~ + a4 Ar~ +

Se contrasta si la inclusión de la variable instrumentada cuya

exogeneidad se analiza es estadisticamente significativa. Losinstrumentos elegidos son los retardos primero y segundo de todaslas variables presentes.

(2) Se realiza sobre el modelo especificado con los valorescontemporáneosde la riqueza y la deuda. En concreto sobre

Ac~ = a0Ay~+a1 b¡~ + a2 Ag~ + a3 Ase~ + a4 Ar~+a5bp~+et

APÉNDICEIV

Heterogeneidaden los coeficientesestimados

En el modelo propuesto para su estimación se ha impuesto

implícitamenteunarestricciónde igualdaddecoeficientes(dependientes)para todos los países, que se hacenecesariocontrastarpreviamente.

Mientras que en paneles con muchos individuos este contraste no parece

factible ni incluso puede que relevante, en el casoque aquí se analiza

parece que requiere una cierta atención ya que implica preferencias

homogéneasentre las distintas economías(Leff y Sato (1993)). Recoger

la heterogeneidadexclusivamenteen los efectos fijos en la constante

puede ser demasiadorestrictivo. Considerar la posibilidad de que los

efectos sean aleatorios presupone imponer la restricción adicional de

independencia entre los regresoresy los efectosindividuales (Arellano(1992)) por lo que no resuelve la cuestión que aquí se plantea, y en todo

caso se discute en el apéndice V. Además, silos parámetros no son iguales

paralos distintos individuos, pero no se permite en la estimación, pueden

aparecer sesgos relativamente importantes tal como se recoge en

Roberstony Symons(1992).

Sin embargo,debetenerseen cuentaque las series disponibles son

muy cortas y por lo tanto, el poderde los contrastesrelativamentedébil.

Además,en la mayor partede la literatura empíricaque ha utilizado la

metodología de datos de panel, aplicada a un conjunto de países como el

aquí considerado, no se suele abordar esta cuestión, imponiéndose la

restricción sin más.

En el cuadroAIV.1 serecogenlos resultadosde la estimaciónde la

ecuación III. 1 del capítulo III país a país cuandose utilizan todas lasvariables explicativas (definidas en ecus). Salvo en casos aislados, el

signo de los coeficientes estimados es el esperado, pero en cambio, sus

valores pueden parecer muy heterogéneos, y que dependen del país.

Un primer análisis de esta cuestión permitirla ser relativamente

optimista sobre la posibilidad de tratar los distintos países de la

Comunidad como una unidad. En concreto, la estimación del modelo

162

~i,púb1ica Federal Aletean.

‘rancia

‘ames Bajos

temo Unido

¡3W T

0,685 1,38 20

0,729 2,18 20

0,713 1,71 20

0,767 1,29 20

0,465 2,35 19

0,971 1,37 18

0,527 2,43 13

0,956 2,60 9

0,201 3,02 9

CUADIC AIV. 1. UTIM&C¡úI INDIVIDUAL DE LA ECUACI&i (111.1) (1)

en ecus de 1985

3élqica

[taU.

ortugal

tinalEfiarca

~epafia

—2o yf ea ng rl ro u It U

0,27 0,03 0,33 —0,21 —1,64 0,95 0,05 3,31

(0,77) (0,70) (3,64) (1,48) (0,64) (0,79) (0,98) (1,99)

0,72 0,18 —0,59 —0,03 —2,35 —4,11 —0,50 —0,57

<1r76) <2,10) <1,50) (0,10) <0,53) <1,25) (1,48) (0,17)

0,31 0,02 0,45 —0,49 —4,40 1,14 0,11 2,44

(0,69) (0,41) (5,54) (1,79) (1,71) (1,03) (1,31) (2,69)

0,62 -0,004 -0,19 —0,48 -0,?? 3,64 0,11 2,19

(2,92) (0,21) (1,48) (4,34) (0,40) (4,77) (1,26) (2,06)

—0,16 0,25 —0,29 0,36 —1,55 1,87 0,25 —0,08

(0,37) (5,99) (1,31) (1,70) (0,48) (1,16) (1,14) (0,03)

0,12 0,20 —0,35 —0,31 1,96 —0,05 0,09 2,02

(0,63) <4,48) (3,76) (1,84) (3,94) <0,07) (0,86) (6,66)

—0,23 0,31 —0,25 —0,60 0,78 —0,95 —0,12 0,52

<0,66) <3,11) (4,20) (3,71) (0,31) (0,46) (0,64) (0,72)

—5,14 0,73 —0,31 —0,69 5,65 —5,69 0,05 —1,94

(4,73) <5,46) (1,73) (12,10) (2,73) (1,75) (0,23) (0,69)

0,18 0,08 -0,10 -0,48 -0,50 0,63 0,05 —0,09

(0,42) (0,74) (0,85) (2,36) (1,40) (1,20) (0,43) (0,16)

Entre parénteo,is, estadístico t robusto a heterocedasticidad.

completo irrestringido en niveles y por MCO arroja para los datos

deflactadospor la PPCde 1985, el siguienteresultado:

+0,15 +0,13 da +0,64 df +0,22 dh +0,63 dr —5,03 dd -0,35 db -0,66 dp +0,14 de(0,32) (0,15) (1.03) (0,27) (1,48) <1,48) (0,48) <0,43) (0,04)

+0,20 yE —0,17 yfa —0.02 yff —0,18 yfh —0,21 yfr +0,52 yfd +0,04 yfb +0,10 yfp —0,12 yfe(2,31) <1,45) (0,19) <1,57) (2,22) <1,16) <0,41) <0,47) (0,22)

-0,35 se +0,68 sea —0.24 ser +o,so set, +0,16 ser +0,04 sed +0,06 eob +0,11 sep +0,25 seo><1,73) (2,42) (0.56) (3,25) (0,59) (0,06) (0,20) (0,43) <0,40)

-0,32 seg+0,10 sqa .0,29 eqf -0,17 sql, -0,17 sgr -0,38 eqd +0,67 sgb -0,28 sqp —0,16 sqe

<1,00> <0,26) <0,75> <0,39) <0,46) (0,97> <1,82> <0,64) (0,18>

+2,63 rl —4,37 rio, -5,24 rif —7,96 nl, —3,59 nr +2,72 rid —4,48 rlb —0,89 rip —3,48 ríe

(1,66) <0,73) (1.00) (1,59) (1,05) (0,27) (0,86) (0,09) (0,77)

-0,07 re +1,07 reo> —4.50 rcf +1,45 rch +4,62 rcr -5,33 red +2,29 rcb -2,06 rep +1,14 res(0,04) (0,31) <1,38) <0,49) (1,97) (0,45) <0,80) <0,26) (0,26)

+0,13 u -0,07 ua —0,68 uf -0,01 ul, +0,01 ur -0,08 ud +0,16 ub —0,41 up -0,04 us<0,34) (0,18) (1,33) (0,02) (0,03) <0,13) (0,37) (0,46) (0,04)

+2,71 n +0,86 na —3,35 nf +0,25 nl, +0,03 nr —4,55 nd —2,80 nl, —1,55 np —2,86 no,(3,18) (0,26) (0,88) (0,13> (0,02) (0,42) (0,92) (0,52) (0,53)

2 = 0,975R

SCR = 0,643

dondela letra a, f, h, r, d, b, p y e detrás del nombre de cadavariable

recoge la variable artificial multiplicativa correspondientea la República

Federal Alemana, Francia, Países Bajos, Reino Unido, Dinamarca,

Bélgica, Portugal y Espafla,respectivamente.La d esla variableartificial

de país, yf es la renta disponible de las familias, se es el ahorro

empresarial,sg elahorropúblico, estandolas tresúltimas expresadasen

términosrealesy per cápita, rl esel tipo de interésa largo, rc esel tipoa corto, u la tasade desempleoy a la tasa de inflación. Entre paréntesis

figuran los estadísticost no robustosa heterocedasticidad-

Estos resultados se podrían interpretar en el sentido de que

reflejan la ausenciade grandes diferencias con respecto al país de

referencia(en estecasoItalia> ya quesólo cinco de los sesentay cuatro

coeficientes de control son significativamente distintos de cero. Unresultado similar se obtiene con los datos deflactadospor el tipo de

cambio. Por lo tanto, bajo este primer contraste no parece descabellado

hablar de un patrón europeo de comportamiento.

163

Sin embargo, se hace necesario realizar un contraste más riguroso

de esta hipótesis de homogeneidadpor lo que se propone calcular el

estadístico:

(Ee~ —Se5/<k1 —

Se~/(T - k1)

queen la hipótesisnula de igualdadde coeficientesy si los erroresson

normalesse distribuye como una F con k1-k0 y T-ki- gradosde libertad,

donde e0 y ei- son, respectivamente,los erroresde la ecuaciónestimada

bajo el modelo restringidoy bajo el irrestringido, y k0 y k1 sonel número

decoeficientesestimadobajoel modelorestringidoy bajoel irrestringído,

respectivamente.

Los resultados se presentan en la última fila de los cuadros

contenidos en los capítulos III y IV bajo las filas H0: b = b1, H0: a1, b=a1,

b1yH0:a, b=a1, b. Bajo el modelo restringido se impone la igualdad de

pendientes para todos los países frente a la alternativa de pendientes

distintas. Debe señalarseque la dificultad de obtenerestimacionespor

variablesinstrumentalesdelasecuacionesensuformairrestringida, dado

el elevado número de parámetros a estimar, ha obligado a utilizar la

estimaciónmínimo cuadráticaparacalcularesteestadístico- Por lo tanto,

el resultado debe verse con cierta cautela.

Tal como se observa en los distintos cuadros, parece que,

prácticamente en todos los casos considerados en el capítulo III, los datos

admitenla restricciónde igualdaddependientesimpuestapor el modelo-

En cambio, no parece que esto sea así balo las estimaciones de la

función de consumo recogidas en el capítulo IV. Sin embargo, de forma

similar, se puede realizar un contraste de que la respuesta del consumo

a una determinada variable es idéntica en todos los países, sin

preocuparsede si esta homogeneidadse satisfacepara el resto de lasvariables. En concreto, en el cuadro AIV.2 de este apéndicepueden

encontrarse los resultados de este contraste efectuados sobre las

especificaciones que figuran en el cuadro IV. 3 del capítulo IV, donde se

164

estima la función de consumo en primeras diferencias. El cuadro AIV. 2

recoge el valor del estadístico F con los grados de libertad que figuran

entre corchetes para la respuesta al consumo público, el ahorro

empresarial, los impuestos y las transferencias. Tal como se observa, en

prácticamente todas las variables excepto por lo que respecta a

transferencias, parece que no puede rechazarsela hipótesis nula de

homogeneidad.

165

CUADRO AIV. 2. CONTRASTES DE HOMOGENEIDAD DE LA RESPUESTA POR

A LAS VARIABLES SEGÚN LAS ESPECIFICACIONES RECOGIDAS

EN EL CUADRO

(1>

1,84

[6,97]

set

tr

rt

nr

1, 17

[6,97]

3 , 79[6,97]

1,22

[6,97]

t

t

(2)

2,11

(6,99]

1,21

[6,99]

(3>

0,81

[6,91]

1,59

[6,91]

1 , 87

[6,91]

4,09

[6,99]

(4)

1,48

[6,97]

1,42

[6,97]

**2 , 87

[6,97]

(5)

1,82

[6,99]

1,54

[6,99]

1,37

[—6,97]

3,65

[6,99]

PAISES

(6)

0,90

[6,91]

1,83

[6,91]

1,95

(6,91]

**

(1) valor del estadístico r cuando se deja libre la respuesta de cadapaís a la variable considerada frente a la alternativa de que la

respuesta es homogénea en el conjunto de paises analizados. Lanumeración se corresponde con la del cuadro IV.3 del capitulo IV.Entre corchetes figuran los grados de libertad.

APÉNDICEV

Efectosfijos y aleatorios

Los efectos individuales se pueden considerar siempre aleatorios sin

pérdida de generalidad ya que la distinción entre efectos fijos y aleatorios

se puede reducir a determinarsi los efectosestáncorrelacionadoso no con

las variables observables(véaseMundlak (1978)y Chamberlain(1980)).

Se partedel modelo:

x1...N t=1...T

en dondexi-~ esun vector 1< x 1 de variablesexplicativas, B esel vectorde parámetrosa estimar, fui esun efectoindividual y vit un término de

perturbación.

En el modelo de efectos fijos los son considerados como un

conjunto de coeficientes que se pueden estimar junto con 8. En cambio,

en el modelo de efectosaleatoriostradicional se consideraque ‘iui es una

variablesaleatoriainobservablequepasaa formarpartedeun términode

perturbación compuesto

=

El supuestoadicional bajo este segundo modelo es que ‘h esindependientede x1~, por lo que puedehacerseinferenciaincondicional

(modelode errorescompuestos)paraestimarlos 5. En cambio, si está

correlacionadocon x1~ puedeserconvenientehacerinferenciacondicional

sobrelas realizacionesde los ~t (efectosfijos).

El estimadorintragrupos(within groups)sepuedeobtenerdetres

maneras:

a) estimandoconjuntamentelos fi y los ‘ij (inferencia conjunta).

166

b) transformandolaecuaciónendesviacionesortogonales (véase

nota 4) o con respecto a las medías temporales para eliminar

los efectos (inferencia condicional).

e) especificandouna distribución de probabilidad para los

efectosque tengaencuentala dependenciaentreel efectoy

el regresor.

El modelo lineal con variables exógenasen sentidoestricto es uncasoespecialen el que los tres principios dan lugar al mismo resultado.

Sin embargo, esto no es así en modelos más complejos.

En el modelocon errorescompuestossesuponeque

= E(v±~) = O

E(x1~rQ=E(x1~v1o,)=O

por lo que MCO proporcionaun

dado que

u15~ var (ni-)

estimadorconsistentede ¡3. Sinembargo,

Vs * t

un estimador de MCGproporcionará un estimador más eficiente que MCO.

En concreto, tal como serecogeenArellano y Boyer (1990), a partir de

Hausmany Taylor (1981), una transformaciónMCG cuando

— ud [0, a2] yti

— Ud [0, a2]

es

donde e =

167

y = = Is x1o>

Paraello se necesitaun estimadorprevio de 02 y quesepueden

obtenercomo

52 1 ~N (T - 1) ±=~ t=í

-2 1a=E

‘~ Ny~í

dondey’~ y x1~ sondesviaciones

las variablesoriginales,

y fi es el estimadorintra-grupos

Balestray Nerlove.

- - T 52

con respecto a las medias temporales de

xIt = xI~ — XI

Este estimador MCGes el estimador de

El estimadorMCG (¡3MCG) puedeverseasí comouna mediaponderada

del estimadorintra-gruposo devariablesartificiales (8N) y delestimador

entre-grupos(bE&), quees MCO aplicadoa las mediastemporalesde los

distintos individuos, siendoe la ponderación.Por lo tanto, si e = O, este

estimadoresequivalenteal intra-grupos. Bajo esteenfoqueseve que laineficiencia de MCO resulta de una ponderaciónineficiente de ambos

estimadores.En particular, en comparacióncon S~, MCO da demasiado

pesoa la variación entreindividuos.

El contraste de ortogonalidad de los efectos aleatorios y los

regresoresfue desarrolladopor Hausman(1978). Se basaen la idea de

168

que en la hipótesis nula de ausenciade correlación, (es decir, en la

hipótesis de que el modelo de efectos aleatorios es la especificación

correcta), tanto el estimadorMCO en el modelo de variables artificiales

como MCG son consistentes,pero MCO esineficiente, mientrasque en la

alternativaMCO es consistentey MCG no lo es. Por lo tanto, en la nula,

los dos estimadoresno deberíandiferir demasiadoy, por lo tanto, elcontrastepodríafundamentarseen estadiferencia.

En concreto,el contrasteseforniula como

m = (fIN — fjMCC) (Var(ñíN) — Var(BMCG)> (Bi-14-¡3 )

que se distribuye como una 4, y donde

Var (BIN) a~ (i’ZV’

MCC —Var (¡3 ) = 02 (xix + e Tx’~§’

De forma equivalente,sepuedeformular como:

(fiN — bEN) (VarUSIN) —Var(b~)) IN —

que sedistribuye como una donde

Var (bu) ~2 (&T~’xF’

Debe tenerseen cuentaque

Var (8uiN~BMCQ)=Var(fiIN)~Var(1?CG)~CovfIN fiMCG] Co4fi¡N ÉMCC]’

Hausman(1978) muestraque la covarianzade un estimadoreficiente con

su diferenciaen relacióna un estimadorineficienteescero. Porlo tanto:

169

MCC -

Cov[BIN,8MCG j = Cov[fiIN ,fi 1 —Var[B~ 1 = O

y

Var[&CC] = Cov[BIN, fiMCC]

por lo que

Var(131N — ÉMCCI = Var(BíN) — Var(BM~’O)

Además,

Var(B’~) = Var(BuN) + Var(b~)

Por lo tanto, la supuestaelecciónentreun modelode efectosfijos

o de efectosaleatoriossereducea un contrastesobrela correlaciónentrelos efectosindividualesy los regresores.

Si la hipótesis nula de que los efectos no estáncorrelacionados

puederechazarse,entoncesseadoptael enfoquede efectosfijos.

170

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