equivalencia ricardiana y tasas de interes

EQUIVALENCIA RICARDIANA YTIPOS DE INTERS(*)

Autores: Agustn GarcaJulin Ramajo

Ins Piedraescrita Murillo(**)

P. T. N.o 27/03

(*) Los autores agradecen las sugerencias de J.L. Raymond y Javier Salinas. Nos resultaronmuy valiosos los comentarios y sugerencias de O. Bajo a la versin preliminar presentada enel X Encuentro de Economa Pblica. Por ltimo, los autores agradecen el apoyo prestadopor el Instituto de Estudios Fiscales a esta investigacin y, especialmente, la colaboracin deCarmen Higuera en la obtencin de los datos.(**) Agustn Garca ([email protected]), Universidad de Extremadura. Julin Ramajo([email protected]), Universidad de Extremadura. Ins Piedraescrita Murillo([email protected]), Universidad de Extremadura. Direccin postal: Facultad de CienciasEconmicas y Empresariales. Departamento de Economa Aplicada y Org. de Empresas.Avda. de Elvas s/n, 06071 Badajoz. Telfono y FAX:924 28 95 47.

N.B.: Las opiniones expresadas en este trabajo son de la exclusiva responsabilidad de los au-tores, pudiendo no coincidir con las del Instituto de Estudios Fiscales.

Desde el ao 1998, la coleccin de Papeles de Trabajo del Instituto de Estudios Fiscales estdisponible en versin electrnica, en la direccin: >http://www.minhac.es/ief/principal.htm.

Edita: Instituto de Estudios FiscalesN.I.P.O.: 111-03-006-8I.S.S.N.: 1578-0252Depsito Legal: M-23772-2001

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NDICE

1. INTRODUCCIN

2. EQUIVALENCIA RICARDIANA

3. EQUIVALENCIA RICARDIANA Y TIPOS DE INTERS

3.1. Especificacin del modelo para la estimacin

4. ESTIMACIONES PARA LA ECONOMA ESPAOLA

5. NO SIGNIFICATIVIDAD DEL DFICIT PBLICO: EVIDENCIA A FAVOR5. DE LA HER?

6. CONCLUSIONES

7. BIBLIOGRAFA

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RESUMEN

En trminos generales, la evidencia disponible tanto al nivel internacionalcomo nacional no es concluyente sobre la significacin de la conexin entre d-ficit pblico y tipos de inters. Nuestro objetivo es hacer una breve revisin altratamiento que se le ha dado al problema para arrojar un poco de luz sobre lasdiferencias observadas en el pasado entre los diversos investigadores.

Como objetivo secundario, este trabajo intenta complementar los resultadosobtenidos en un trabajo anterior en el que se analizaban los efectos de la polticafiscal sobre el consumo privado para el caso espaol.

Palabras claves: tipos de inters, equivalencia Ricardiana

Instituto de Estudios Fiscales

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1. INTRODUCCIN

Desde principios de los aos 70 los pases industrializados se han enfrentadocon grandes desequilibrios en sus cuentas pblicas. El aumento generalizado delos niveles, tanto absolutos como relativos, del dficit y de la deuda ha originadoun creciente inters acadmico sobre sus efectos.

Los notables incrementos de los tipos de inters respecto a los niveles de ladcada de los 60 han sido justificados, entre otros motivos, por la cada del aho-rro (fundamentalmente del sector pblico), en un marco terico en el que eltipo de inters era el precio que equilibraba el mercado. Durante la segundamitad de los 90, Espaa y el resto de los pases de la Unin Europea han llevadoa cabo un importante proceso de reduccin del dficit, al amparo del Tratadode Maastricht y, ms recientemente, por imposicin del Pacto de Estabilidad yCrecimiento, que establece un lmite del 3% en la relacin Dficit/PIB. Esta li-mitacin al gasto pblico, unida a la imposibilidad de efectuar una poltica mo-netaria discrecional, ha avivado el debate sobre la efectividad de la poltica fiscal,sobre sus efectos y su capacidad de maniobra en un marco tan restringido.

Dentro de este debate, el vnculo entre dficit pblico y tipos de inters hasido objeto de numerosos anlisis tericos y empricos, sin que las opiniones ylos resultados sean unnimes. Los modelos tradicionales, en muchos casos basa-dos en una estructura del tipo IS-LM, predicen un incremento de los tipos deinters ante un aumento del dficit, por su efecto estimulante de la demandaprivada (con un aumento de la demanda de dinero) o por su efecto depresivosobre el ahorro. Sin embargo, desde una perspectiva Ricardiana, un aumento deldficit no se transmitir a los tipos de inters, puesto que no afecta a la riquezavital de los individuos; desde este punto de vista, algunos autores sealan que elanlisis de la influencia del dficit en los tipos de inters puede considerarse co-mo una prueba sobre la validez de esta proposicin.

Nuestro trabajo se sita en este contexto. Pretendemos completar los re-sultados obtenidos en trabajos anteriores (Garca y Ramajo, 2002), en los que alanalizar el comportamiento del consumo privado espaol, se encontr ciertaevidencia a favor de la hiptesis de equivalencia Ricardiana. El anlisis de la in-fluencia de la poltica fiscal sobre el consumo privado puede ser complementadopor la va de los efectos sobre los tipos de inters, clarificando los resultadoscontradictorios obtenidos sobre la hiptesis de equivalencia en los diferentestrabajos realizados hasta el momento.

2. EQUIVALENCIA RICARDIANA

La idea fundamental que est detrs de la proposicin de equivalencia Ricar-diana es que el consumo de los individuos no se ve alterado ante la decisin del

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gobierno entre financiar el gasto pblico mediante impuestos o mediante deuda.La financiacin del dficit con deuda se traduce simplemente en un retraso en elpago de los impuestos, ya que se supone que la deuda lleva implcita un incre-mento futuro de impuestos. Es decir, no representa riqueza para las familias yno afecta a sus posibilidades de consumo actuales. Este planteamiento, tan suge-rente y provocador, procede de Barro (1974) que retom los argumentos Ri-cardianos sobre los efectos de la deuda pblica, y supone fuertes implicacionessobre la efectividad de la poltica fiscal.

Los trabajos empricos realizados para contrastar esta proposicin son muyvariados, pero quizs la forma ms obvia de afrontar la cuestin es a travs delanlisis del comportamiento del consumo y ahorro privados. As, ha sido habi-tual plantear la cuestin a travs del problema de maximizacin intertemporalde un consumidor racional en el que se incorpora el sector pblico a travs de larestriccin presupuestaria que el mismo debe cumplir.

Siguiendo a Barro (1989), si consideramos la deuda pblica como uno de losactivos que componen la riqueza de las familias y los impuestos futuros comopasivos para esas familias, tendremos que la variacin en la riqueza familiar ori-ginada por la deuda vendr dada por:

==t

trtt

t

trtttt tdeGEtdeIEDA -

donde A es la riqueza no humana (diferencia entre los activos y los pasivos de lafamilia), r es el tipo de inters y G es el gasto pblico, que se financia a travs deun impuesto (I) no distorsionador (de suma fija) o con deuda (D).

La expresin anterior constituye una forma sencilla de obtener el resultadode equivalencia Ricardiana1, pues indica que las decisiones de los consumidoresno se ven alteradas por cambios entre impuestos y dficit pblico. La deuda p-blica que financia un recorte de impuestos no representa una disminucin en lacarga impositiva soportada por los consumidores, sino simplemente un retrasoen el momento en que debern hacer frente a esos impuestos y, por lo tanto, eldficit pblico originar un aumento en el ahorro privado y no en el consumoprivado.

Muchos estudios han intentado contrastar la validez de la HER basndose enel comportamiento del consumo, bien a travs de la propia funcin de consumo,bien a partir de las condiciones de primer orden derivadas del proceso de opti-mizacin anterior. Los resultados, contrarios a la teora en muchos casos, pue-den justificarse tanto por fallos de la teora como por los supuestos,

1 El resultado se basa en el modelo de Ramsey (1928), con horizonte temporal infinito.Planteamientos similares con horizonte temporal finito y con generaciones solapadas apare-cen, por ejemplo, en Blanchard y Fisher (1989) o en Romer (2001).


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generalmente bastante restrictivos, que suelen imponerse en los modelos parahacerlos manejables.

El rechazo de la teora tambin se ha producido en distintos trabajos realiza-dos con datos espaoles. Sin embargo, en Garca y Ramajo (2002) se observaevidencia que, si bien no apoya claramente el planteamiento Ricardiano, smuestra indicios a favor de la teora y proporciona pruebas claras contra las ver-siones Keynesianas del consumo privado.

Prcticamente en todos los trabajos sobre la equivalencia Ricardiana se con-trasta la hiptesis desde dos enfoques distintos: uno denominado enfoque es-tructural y otro basado en las ecuaciones de Euler.

El procedimiento estructural utiliza directamente distintas especificaciones dela funcin de consumo privado. Este tipo de anlisis, que ha sido el utilizado conms frecuencia en el trabajo emprico, suele presentar un alto grado de incom-patibilidad con los modelos de optimizacin de consumidores con expectativasracionales que maximizan su funcin de utilidad intertemporal (Aschauer, 1985;Hayashi, 1987); ya que habitualmente renuncia a utilizar una estructura tericaexplcita en la que apoyar las especificaciones estimadas. Las funciones de con-sumo utilizadas en este enfoque suelen incluir distintas variables explicativas delconsumo privado (renta disponible, deuda pblica, dficit, impuestos, transfe-rencias, etc.), cuya significatividad es interpretada como prueba para discriminarentre las distintas versiones keynesianas o ricardianas de la teora.

Como ejemplo de este enfoque podemos citar el modelo consolidado deKormendi (1983), que permite discriminar entre una funcin de consumoKeynesiana (dbil), una funcin Keynesiana tradicional (fuerte), una versin dbilde la hiptesis de equivalencia Ricardiana o, por ltimo, una versin fuerte delenfoque de consumo de Kormendi (Ricardiano). Otra funcin de consumo ha-bitualmente utilizada es la propuesta inicialmente por Buiter y Tobin (1979)2, enla que tambin tanto la hiptesis Keynesiana como la proposicin de equivalen-cia Ricardiana resultan ser casos particulares.

El otro enfoque considerado, basado en las ecuaciones de Euler, intenta su-perar las dificultades tericas a las que se enfrenta la perspectiva estructural. Pa-ra ello utiliza las condiciones de primer orden obtenidas en el problema deoptimizacin de los individuos, lo cual permite realizar pruebas directas sobrelas posibles fuentes de desviacin de la equivalencia Ricardiana. Sin embargo, elmtodo tambin presenta desventajas por cuanto obliga a imponer condicionesmuy restrictivas para alcanzar ecuaciones que puedan ser estimadas.

Entre los trabajos que utilizan las ecuaciones de Euler podemos destacar elde Aschauer (1985), que plantea una de las formulaciones ms rigurosas, basada 2 Posteriormente utilizada en diversos trabajos como, por ejemplo, Raymond y Gonzlez-Pramo (1987).

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en la optimizacin intertemporal del consumo efectivo3 de un agente represen-tativo. Tambin pueden citarse los trabajos de Hayashi (1982), Haque (1988),Evans (1988, 1993) o el de Brunila (1997), que han utilizado el modelo inter-temporal de consumo planteado por Blanchard (1985)4.

En general, cualquiera que sea el enfoque utilizado, podemos decir que eltrabajo emprico no ha sido concluyente en la investigacin sobre la validez de laHER5. Para el caso espaol la evidencia ha sido no slo escasa, sino tambin dis-persa. Los trabajos ms representativos que analizan de forma especfica la HERson los de Argimn (1996), Fuster (1993), Marchante (1993), Raymond (1995) yRaymond y Gonzlez-Pramo (1987). Los resultados de estos trabajos tienden,por lo general, a rechazar la hiptesis Ricardiana para el caso espaol.

Sin embargo, en nuestro trabajo anteriormente citado (Garca y Ramajo,2002), s encontramos evidencia a favor de la hiptesis. Las estimaciones que serealizaron intentaron ser exhaustivas en cuanto a los distintos enfoques y conuna amplia variedad de especificaciones. Concretamente fueron estimadas dis-tintas versiones de las especificaciones de Buiter y Tobin (1979) y de Kormendi(1983), en cuanto al enfoque estructural, y, por lo que se refiere al enfoque deecuaciones de Euler, utilizamos las especificaciones de Aschauer (1985), Evans(1988), Haug (1996) y Graham (1995).

Se utilizaron datos agregados de carcter anual para Espaa que abarcan losaos 1955 a 2000. Las estimaciones realizadas, basadas en la teora de la cointe-gracin, muestran pruebas claras en contra del enfoque Keynesiano. Sin embar-go los resultados pueden ser considerados como mixtos, ya que, an sinaceptarse las versiones ms fuertes de la HER, s se observa un comportamientocercano a algunas versiones de la hiptesis de neutralidad de la deuda. Tambinse recogieron indicios sobre la presencia de efectos sustitucin entre el ahorroempresarial y familiar, y sobre la existencia de restricciones de liquidez quecondicionan el comportamiento del consumo privado.

3. EQUIVALENCIA RICARDIANA Y TIPOS DE INTERS

La evidencia encontrada resulta atractiva por cuanto contradice los resultadosde trabajos anteriores para el caso espaol. Estas diferencias podran justificarse 3 Incluye la utilidad proporcionada por el consumo privado y tambin por el consumo debienes y servicios pblicos.4 Otros planteamientos similares son los de Himarios (1995) y Haug (1996).5 En Garca y Ramajo (2002) se recoge un resumen de trabajos con resultados a favor, encontra o con evidencia mixta sobre la equivalencia Ricardiana, con datos de la economa ame-ricana y datos de distintos pases.


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por la utilizacin de una serie temporal ms amplia y tcnicas economtricas msmodernas. En cualquier caso, la evidencia favorable (aunque solo sea parcialmen-te) a la HER ya es por s misma suficientemente controvertida y sugerente comopara animarnos a continuar en esta lnea. Concretamente, el anlisis puede desa-rrollarse a travs de los efectos del desahorro pblico sobre los tipos de inters.

Llevando al extremo el supuesto de racionalidad de los agentes, podemosesperar que las familias adapten su comportamiento ante las variaciones en elahorro, equilibrando las oscilaciones tanto en el ahorro pblico como en el delas empresas. Es decir, si las familias son capaces de rasgar el velo del sector p-blico, con mayor razn rasgarn el velo societario. Siguiendo este razonamiento,el contraste de la HER debera tener presente no slo el efecto del dficit sobreel consumo-ahorro familiar, sino tambin las repercusiones sobre el comporta-miento del sector empresas. Una forma de incorporar implcitamente al anlisisel sector privado consolidado es considerar los efectos de un aumento en el d-ficit pblico sobre los tipos de inters. Un efecto significativo indicara que elsector privado no compensa adecuadamente la actuacin del sector pblico, talcomo indican Raymond y Maulen (1997, p. 203): ...hallar un efecto positivo deldesahorro pblico, o del dficit pblico, sobre los tipos de inters implica rechazar lahiptesis de equivalencia Ricardiana....

3.1. Especificacin del modelo para la estimacin

La mayora de los trabajos contrastan la existencia de relacin entre el dficitpblico y los tipos de inters a travs de una ecuacin en forma reducida basadaen una estructura del tipo IS-LM o en un modelo de oferta y demanda de aho-rro en el que el tipo de inters es el precio que equilibra el mercado.

Siguiendo el trabajo anteriormente citado de Raymond y Maulen (1997),podemos formular un modelo de oferta y demanda de ahorro para analizar losefectos del desahorro pblico sobre los tipos de inters. Esta ser una de lasespecificaciones que utilizaremos en nuestro trabajo emprico. El enfoque, basa-do en el anlisis de los flujos de ahorro, utiliza las siguientes ecuaciones para de-finir la oferta y demanda de ahorro:

El ahorro total es igual a la suma del ahorro privado (familias y empresas), delahorro del sector pblico y del sector exterior, esto es: SEDSPRS ++= .

La oferta de ahorro privado viene dada por la siguiente ecuacin:

1543210 ubibDbPfbYbbSPR +++=

donde Y es la tasa de crecimiento de la economa, Pf es la presin fiscal, i es eltipo nominal de inters y es el crecimiento de los precios6. 6 1u y, posteriormente, 2u y 3u son perturbaciones aleatorias.

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La oferta de ahorro exterior ser: 2*

210 uiciccSE ++= ; es decir, dependepositivamente del diferencial entre los tipos de inters domstico y exterior. Lainversin viene dada por la siguiente expresin: 33210 uaiaYaaI +++= .

Por ltimo, IS = es la identidad contable que refleja la igualdad ex-post entreel ahorro y la inversin.

A partir de estas ecuaciones, Raymond y Maulen obtienen la siguiente formareducida explicativa del tipo de inters7:

uiddDdPfdYddi *543210 ++++= (1)

Otros trabajos contrastan la validez de la hiptesis utilizando distintos so-portes funcionales que, en muchas ocasiones, no estn justificados desde unpunto de vista terico. Simplemente se contrasta la relacin entre dficit pblicoy tipos de inters a travs de alguna ecuacin en forma reducida basada enplanteamientos del tipo IS-LM, por ejemplo. En cualquier caso, en estas estima-ciones la significatividad del coeficiente asociado al dficit pblico o a la deudapblica es considerada como una prueba en contra de la hiptesis de equivalen-cia Ricardiana.

El trabajo de Evans (1985) suele tomarse como referencia en muchos de losestudios inspirados en modelos tradicionales. Apoyndose en un planteamientomacroeconmico convencional para una economa cerrada, basado en el mo-delo IS-LM, se llega a una relacin lineal entre el tipo de inters nominal (i), eldficit pblico (D), el gasto pblico (G), la oferta monetaria real (M/P), y la tasade inflacin esperada ( )e :

Mt

*

6St

*

5et

*

4t

t*3t

*

2t*

1*

0t uuPMGDi +++

+++= (2)

donde Su y Mu son dos trminos de error que recogen, respectivamente, elgasto privado autnomo y el nivel de demanda de dinero autnoma.

En la ecuacin anterior aparece la tasa de inflacin esperada (variable no ob-servable). Este problema es uno de los ms controvertidos en la implementa-cin emprica del modelo, llegndose a cuestionar la validez del mismo (comoprueba de la HER) en funcin de las distintas soluciones adoptadas. En su traba-jo, Evans elimina la tasa de inflacin esperada suponiendo que est relacionadasistemticamente con el gasto pblico, el dficit y el stock real de dinero. Deesta forma, la ecuacin que estima es la siguiente8:

7 En el trabajo original se recoge la relacin entre los parmetros id y los anteriormenteespecificados ( ia , ib y ic ). Tambin se detallan las distintas implicaciones de los posibles valo-res de los coeficientes ia , ib , ic y id .8 Esta misma ecuacin aparece en Kuehlwein y Samalapa (1999), con el nico cambio deltipo de inters nominal por el real.


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tt

t3t2t10t uP

MGDi +

+++= (3)

donde el trmino de error ( )tu , que se supone no sistemtico, es la suma de Su ,Mu y del trmino de error correspondiente a la tasa de inflacin esperada. Se-

gn su interpretacin desde el modelo IS-LM, se espera que 1 y 2 sean positi-vos, mientras que 3 puede ser positivo o negativo. Precisamente el coeficiente

1 es el relevante para el contraste de la HER, ya que en un modelo de corteRicardiano se supone que dicho coeficiente ser igual a cero.

En trabajos posteriores realiza distintas estimaciones utilizando la siguienteespecificacin9:

tn 1nt

1nt1nt

n1nt1nt

n1nt1nt

nt1nt

t

t3t2t1t

uPMG

DiPMGDi

+

++

++

++=

(4)

Las estimaciones por MCO presentan el problema de la posible correlacinde las variables tD , tG y ( )tt PM con el trmino de error tu , por lo que sebuscan otras estimaciones alternativas basadas en el modelo:

tt3t2t1t uUMUGUDUi +++= (5)donde se realiza la transformacin [ ]1ttttt IZEZUZ = para el tipo de inters, eldficit, el gasto pblico y el stock real de dinero.

En ninguno de los trabajos citados encuentra evidencia de relacin positivaentre los tipos de inters y el dficit, ni con datos de USA10 (con diversas medi-das de dficit pasado, actual o dficit esperado), ni en una muestra para seiseconomas (Alemania, Canad, Francia, Japn, Reino Unido y USA). Ante estosresultados contrarios a la teora tradicional, Evans sugiere que la explicacin msconvincente se encuentra en la HER, propugnando un cambio en el paradigmatradicional por otro que incluya elementos del modelo de Barro.

Hoelscher (1986) critica el anterior enfoque y justifica los posibles resultadosfavorables a la HER en las deficiencias tericas del enfoque y en las caractersti-cas de los datos utilizados. Hoelscher se centra en la relacin entre dficit pbli-co y tipos de inters en el largo plazo, lo cual condiciona la periodicidad de los 9 Evans (1987a, b).10 Utiliz datos mensuales correspondientes a distintos perodos comprendidos entre1958 y 1983. La periodicidad de los datos empleados en el anlisis es una cuestin contro-vertida en el anlisis emprico. Evans justifica su eleccin como una medida para superar elproblema de inconsistencia en las estimaciones originada por la posible endogeneidad de lasvariables D, G, M y P.

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datos empleados en el contraste que, en su opinin, deberan ser anuales. Ade-ms, considera que el anlisis debe efectuarse desde un enfoque terico basadoen el equilibrio en el mercado de fondos prestables a largo plazo. Bajo estaperspectiva, la igualdad entre la oferta y demanda de dichos fondos determina eltipo de inters de equilibrio, dado por la siguiente expresin:

tt4ct3

et2t10t uyrDi +++++= (6)

donde ctr es el tipo de inters real esperado a corto plazo e ty es la tasa de cre-cimiento de la economa. A priori se espera que todos los coeficientes estima-dos de esta ecuacin sean positivos.

Los resultados de las estimaciones, realizados para tres medidas diferentesde dficit, mostraron que el dficit pblico causaba aumentos en el tipo de inte-rs a largo plazo. Adems, el nivel de los tipos de inters esperados a corto pla-zo y la inflacin esperada eran determinantes adicionales de los tipos a largoplazo.

El mismo planteamiento de equilibrio en el mercado de fondos prestables esseguido por Correia-Nunes y Stemitsiotis (1995)11, que estiman la ecuacin an-terior con datos para diez pases (Blgica, Dinamarca, Irlanda y Holanda, apartede los seis usados por Evans). Sus resultados tambin son similares a los deHoelscher (1986), rechazando la HER. En su trabajo insisten en los problemasderivados de la inclusin de la variable inflacin esperada en el modelo y criticanel uso de datos de alta frecuencia y estructuras tericas rgidas que se ha hechoen otros trabajos sobre el tema. Adems de la ecuacin estimada porHoelscher, tambin utilizan otra especificacin en la que aaden la ratio entredeuda pblica y PIB (Bt), argumentando que el tipo de inters a largo plazo pue-de estar influido por el stock de deuda pblica, que puede ser considerada co-mo una proxy para el riesgo-pas. Este cambio produce la siguiente ecuacin:

tt5t4ct3

et2t10t uByrDi ++++++= (7)

En el trabajo ya citado de Raymond y Maulen (1997) se considera que esteplanteamiento basado en el equilibrio del mercado de fondos prestables tienedos limitaciones. Por una parte, no aclara los efectos derivados de la monetiza-cin del dficit y, por otra parte, es discutible la consideracin de los tipos deinters a corto plazo como condicionantes de los intereses a largo. Adems,admitiendo que los modelos enmarcados en un contexto IS-LM son conve-nientes para anlisis en el corto plazo, estos autores sealan, como ya hemosvisto, que en un horizonte temporal superior resulta ms apropiado considerarel tipo de inters como el precio de equilibrio entre la oferta y la demanda deahorro. 11 Y tambin por Cebula et al. (1996).


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4. ESTIMACIONES PARA LA ECONOMA ESPAOLA

El contraste de la HER basado en la relacin entre dficit y tipos de interscon datos de la economa espaola ha dado, por lo general, resultados contra-rios a la hiptesis. Este es el caso de Maulen y Prez (1984), Maulen (1987),Raymond y Palet (1990), Esteve y Tamarit (1995) y Rico (2000). nicamente enun caso, en el trabajo de Ballabriga y Sebastin (1992), se obtuvieron resultadosque no rechazan la HER para la economa espaola.

Con la especificacin anteriormente citada (ecuacin nm. 1) y mediante unpanel en el que se incluyeron datos de Espaa y de otros pases de la Unin Eu-ropea en el perodo 1961-1995, Raymond y Maulen encuentran una relacinpositiva entre el desahorro pblico y los tipos de inters, tanto nominales comoreales. Es decir, tambin obtuvieron evidencia contraria a la HER.

En esta seccin se ofrecen los resultados obtenidos en la estimacin de algu-nas de las especificaciones economtricas expuestas en el apartado anterior.Para ello, se utilizarn inicialmente datos agregados de carcter anual para Espa-a que abarcan los aos 1964 a 2000.

Se han consultado mltiples fuentes para obtener las series necesarias parallevar a cabo las estimaciones de este epgrafe. stas abarcan distintos volme-nes de la Contabilidad Nacional de Espaa elaborada por el INE, la publicacinelaborada por la Fundacin BBV y el IVIE (Uriel et al., 2000) sobre la contabili-dad nacional de Espaa enlazada para el perodo 1954-1997, algunos volmenesde la Cuentas Financieras de la Economa Espaola y del Boletn Estadstico ela-borados por el Banco de Espaa, los informes econmicos de los aos 2001 y2002 elaborados por el BBVA (2001,2002), las series histricas sobre el sectorpblico construidas por Comn (1985), varias publicaciones del Instituto de Es-tudios Fiscales sobre las cuentas de las administraciones pblicas, el estudio delsector de las AA.PP. de Argimn et al. (1999) y las series macroeconmicasconstruidas por Corrales y Taguas (1989) y por Raymond y Gonzlez-Pramo(1987), entre otros.

Los grficos 1, 2 y 3 muestran la evolucin de los tipos de inters nominales,de los tipos de inters reales, de la tasa de inflacin y del dficit pblico, expre-sado en porcentaje sobre el PIB real.

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Grfico 1TIPO DE INTERS NOMINAL Y DFICIT PBLICO (1964-2000)

-4

0

4

8

12

16

20

1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

T. inters nominal a largo plazoDficit Pblico

Grfico 2TIPO DE INTERS NOMINAL Y TIPO DE INTERS REAL (1964-2000)

-15

-10

-5

0

5

10

15

20

1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

T. inters nominal T. inters real


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Grfico 3TIPO DE INTERS NOMINAL Y TASA DE INFLACIN (1964-2000)

0

5

10

15

20

25

1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

T. inters nominal Tasa de inflacin

Los tipos de inters nominales siguen una trayectoria creciente hasta media-dos de los ochenta para despus descender paulatinamente hasta los valoresmnimos de los ltimos aos de la muestra. Durante los aos setenta se observaun rpido crecimiento de los tipos de inters nominales que, sin embargo, vanacompaados de unos tipos de inters reales negativos por las tasas de inflacincrecientes de esos aos (a partir de la crisis del petrleo de 1973). Este procesofue general en todas las economas europeas hasta principios de los ochenta,cuando se modera la inflacin y los tipos de inters reales vuelven a ser positi-vos.12 A mediados de los setenta tambin se observa la aparicin de dficit p-blico en la economa espaola. Estos desequilibrios presupuestarios,generalizados en todas las economas occidentales, fueron especialmente inten-sos en el caso espaol. El proceso de reduccin del dficit que se inicia a media-dos de los ochenta se invierte con la crisis econmica de principios de losnoventa, pero vuelve a retomarse en los ltimos aos, apoyado en la recupera-cin econmica y el establecimiento de un marco de estabilidad presupuestariaen el entorno nacional y Europeo. Esto hace que las cuentas pblicas estnprcticamente equilibradas en los ltimos aos de la muestra. 12 El anlisis de la evolucin de los tipos de inters nominales y reales presenta indicios deincumplimiento, al menos parcialmente, del efecto Fisher, resultado que parece confirmarseposteriormente. Un anlisis del efecto Fisher para la economa espaola puede encontrarseen Bajo y Esteve (1998).

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En el cuadro nmero 1 se presentan los resultados obtenidos en la estima-cin por mnimos cuadrados en dos etapas13, con correccin para la correlacinserial, utilizando un estimador para la matriz de covarianzas de los errores quees consistente con heteroscedasticidad y con autocorrelacin de forma desco-nocida (Newey-West, 1987)14. Este es un procedimiento eficiente y consistentepara corregir la simultaneidad entre variables y la autocorrelacin en los erro-res15. Se han estimado las ecuaciones propuestas en los trabajos de Evans(1985), Hoelscher (1986), Correia-Nunes y Stemitsiotis (1995) y Raymond yMaulen (1997).

13 Para complementar nuestro anlisis empleamos el procedimiento ARDL, propuesto porPesaran y Shin (1999) y Pesaran et al. (2001), para examinar las propiedades de cointegracinde las ecuaciones estimadas. La principal ventaja de este procedimiento est en que puedeser aplicado independientemente de si los regresores son estacionarios o integrados, y estoevita los problemas asociados al anlisis de cointegracin estndar, el cual requiere las pro-piedades de estacionariedad de las variables.13 El procedimiento ARDL supone dos etapas. En la primera etapa se comprueba la exis-tencia de relacin de largo plazo entre las variables investigadas, computando el estadsticoF para probar la significatividad de los niveles retrasados de las variables en la forma decorreccin del error del modelo ARDL subyacente. Pesaran et al. (2001) han tabulado losvalores crticos apropiados porque la distribucin del estadstico F no es estndar. Ennuestro caso, los valores fueron 14.47, 12.92, 9.16 y 4.59, respectivamente para las regre-siones efectuadas. En todos los casos esos valores se situaron fuera de la banda del 99%cubriendo todas las posibles clasificaciones de las variables entre I(0) y I(1), o incluso frac-cionalmente integradas y, por lo tanto, la hiptesis nula de no cointegracin puede ser re-chazada al 99%.13 La segunda etapa del procedimiento ARDL consiste en estimar los coeficientes de las re-laciones a largo plazo no espurias seleccionadas en la primera etapa. En nuestro caso las cua-tro ecuaciones analizadas no fueron espurias, obtenindose estimaciones similares a lasobtenidas con el procedimiento de mnimos cuadrados en dos etapas. En concreto, ningunode los coeficientes asociados a la variable dficit pblico fue significativo. La nica diferencia aresear fueron la no significatividad de la variable deuda pblica en la ecuacin 7 y la significa-tividad de la variable crecimiento del PIB anual real en la ecuacin 1.14 Los valores retrasados de los regresores (excepto para la variable i*, que es consideradaexgena) y de la variable dependiente fueron utilizados como instrumentos.15 Adems, este mtodo permite corregir el sesgo producido por el uso de variables espe-radas en los modelos propuestos.


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Cuadro 1

RESULTADO DE LA ESTIMACIN CON DATOS ESPAOLES ANUALES (1964-2000)

tD tG tt PM etr et tY tB tPf *i

Evans (1985) -0.394(-1.67)0.572(6.56)

-0.246(-5.05)

0.556(5.75)

Hoelscher(1986)

-0.311(-0.61)

0.690(4.78)

0.869(4.51)

-0.107(-0.16)

Correia-Nunesy Stemitsiotis(1995)

0.324(1.15)

0.857

(8.45)

0.733(3.90)

0.198(0.44)

-0.095(-2.79)

Raymond yMaulen(1997) 16

0.035(0.06)

0.583(3.04)

-0.245(-0.36)

0.112(0.87)

0.462(2.27)

Notas: Entre parntesis figura el estadstico t de cada parmetro.Notas: La definicin de cada variable coincide con la del trabajo de referencia indicado enNotas: la primera columna.Notas: Mnimos cuadrados en 2 etapas con matrices de covarianzas de Newey-West conNotas: sistentes HAC.Notas: El filtro de Hodrick-Prescott fue utilizado para generar series observables de lasNotas: variables inflacin esperada y tipos de inters reales a corto plazo.Notas: Se utiliz el tipo de inters alemn a largo plazo como tipo de inters exterior.

En ningn caso la variable dficit result significativa. Los resultados puedenconsiderarse (con las objeciones tericas que a continuacin comentaremos)como una prueba de la robustez de la HER ante la evidencia emprica espaola,confirmando las conclusiones que ya obtuvimos usando el enfoque basado en elcomportamiento del consumo privado. En ningn caso se observa significativi-dad de la variable dficit. En la estimacin original del modelo de Correia-Nunesy Stemitsiotis la variable deuda pblica result significativa y negativa; es decir,present el signo contrario al esperado desde un punto de vista terico. Ennuestro caso, al contrario del trabajo citado, parece que es la ratio deuda pbli-ca PIB (y no el dficit pblico) la variable que recoge la informacin relevantesobre el efecto financiero de los desequilibrios en las cuentas pblicas sobre lostipos de inters.

En general, y al igual que en la mayora de los trabajos analizados, se obser-va que el tipo de inters real a corto plazo y la inflacin esperada afectan deforma significativa a la evolucin de los tipos de inters nominales a largo pla-zo. La significatividad de la inflacin esperada confirma la presencia del efecto

16 La variable utilizada es el Ahorro el sector pblico en lugar del Dficit del sector pblico.

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Fisher que, sin embargo, no es un efecto pleno.17 Por otra parte, la oferta mo-netaria es significativa en las estimaciones en las que se incluye, aunque su sig-no es negativo. Desde un punto de vista terico podramos esperar que unaumento en la oferta monetaria originase un incremento en el tipo de inters alargo plazo, si bien otros trabajos justifican la obtencin de valores negativosde este coeficiente. Por otro lado, tal y como caba esperar desde un punto devista terico, se obtuvo un coeficiente positivo y significativo del gasto pblico.Sin embargo, la inclusin de la presin fiscal como regresor adicional no aportinformacin estadsticamente relevante, ni tampoco se obtuvo evidencia designificatividad de la variable PIB, relacionada tericamente con el efecto acele-rador de inversiones.

5. NO SIGNIFICATIVIDAD DEL DFICIT PBLICO:EVIDENCIA A FAVOR DE LA HER?

Algunos autores han cuestionado la validez del contraste de la HER a travsdel anlisis de la significatividad del dficit pblico en la evolucin del tipo de in-ters. An en el caso de que los resultados empricos rechacen el vnculo entredficit y tipos de inters, es posible que ese resultado no pueda tomarse comouna prueba a favor de la proposicin de Barro. En esta lnea, Correia-Nunes yStemitsiotis (1995) sealan que la equivalencia Ricardiana es condicin suficien-te, pero no necesaria, para explicar la ausencia de relacin entre dficit y tiposde inters; en cambio, la observacin emprica de una relacin positiva entreestas variables s supone el rechazo de la HER. Otros trabajos en los que seplantea esta cuestin son los de Lind (1998) o Detken (1999). Un breve repasoa estos trabajos nos permite clarificar hasta qu punto nuestros resultados ante-riores apoyan la validez de la HER para el caso espaol.

Detken (1999) justifica, desde un punto de vista terico, la aparicin de equi-valencia Ricardiana en un mundo no Ricardiano. Para ello utiliza un modelo degeneraciones solapadas en el que se contempla la posibilidad de implementarsimultneamente polticas fiscales y monetarias. El objetivo es analizar cmoafecta la interaccin de ambas polticas sobre la efectividad de la poltica fiscal. Elmodelo se basa en el problema de optimizacin intertemporal de los consumi-dores en una economa cuya poblacin crece a una tasa n: 17 El coeficiente estimado tiene un valor inferior a la unidad. Bajo y Esteve (1998) tambinencuentran un efecto Fisher parcial para la economa espaola en el largo plazo. Ese efectoparcial se justifica por la existencia de alguna forma de ilusin monetaria en los mercados fi-nancieros. Otra explicacin a este incumplimiento relativo puede ser que se infravalora lainflacin tras sufrir episodios de fuerte proceso inflacionario (vase Hoelscher (1986) o Ra-ymond y Maulen (1997)).


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[ ] [ ]( ) dteMClnmax t1ts.a. [ ] [ ] [ ] [ ]+= tttttttt CYMiArA

donde tA es la riqueza financiera bruta real (deuda pblica ms saldos reales),[] identifica cada generacin, t es un impuesto de suma fija, es el peso delconsumo en la funcin de utilidad y es la tasa de preferencia temporal. En estemodelo, la dinmica de la economa viene dada por la ecuacin sobre la evolu-cin del consumo agregado, la restriccin presupuestaria del sector pblico, lafuncin dinmica de demanda de dinero y las especificaciones de la polticafiscal y monetaria:

( ) tttt AnCrC =

( ) tttttt MTGBnrB +=

( ) tttt C1MnrM

+=

ttttt BtTGD =

( )t

tt

nBBnMM

+

++=

donde tB es la deuda pblica, tT es el total de ingresos pblicos por impuestosno distorsionadores, M es el ingreso real por seoriaje, tD es el dficit que elgobierno considera su objetivo18, y indica el grado de financiacin monetariadel dficit.

En el estado estacionario obtenido a travs de la solucin del modelo, Detkenevala la efectividad de la poltica fiscal considerando los efectos sobre el tipo deinters de un cambio en el dficit tD , para un nivel de gasto pblico dado. Si hayequivalencia Ricardiana, debe cumplirse que un aumento en el dficit no tendrefectos sobre el tipo de inters real. Por lo tanto, es necesario analizar el signode la siguiente derivada en el estado estacionario:

>

equivalencia ricardiana y tasas de interes

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