D O C U M E N T O D E T R A B A J O

Instituto de EconomíaTESIS d

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GÍSTER

I N S T I T U T O D E E C O N O M Í A

w w w . e c o n o m i a . p u c . c l

Determinantes del ahorro en ColombiaUna Evaluación después de los años 90

Felipe Barragán.

2011

PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE

I N S T I T U T O D E E C O N O M I A MAGISTER EN ECONOMIA

TESIS DE GRADO MAGISTER E� ECO�OMIA

Barragán, Hurtado, Felipe

Diciembre, 2011

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PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE

I N S T I T U T O D E E C O N O M I A MAGISTER EN ECONOMIA

DETERMI�A�TES DEL AHORRO E� COLOMBIA U�A EVALUACIÓ� DESPUÉS DE LOS AÑOS 90

Felipe Barragán Hurtado

Comisión

Rodrigo Fuentes

Miguel Fuentes

Juan Urquiza

Santiago, diciembre de 2011

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Abstract

This paper explores empirically the reasons that explain the stagnation and slow recovery of the saving rate in Colombia after the nineties based on three possible hypothesis: i) a structural break in the economy as a result of the reforms imposed in the 90´s, ii) the reaction of private saving to changes in public saving, from the Ricardian equivalence perspective, iii) a drastic change in one of the determinants of private saving, during the reforms or recession. The main results indicate that there is no structural break, and therefore current saving levels are partly due to the actual levels of the determinants, which drastically changed in the 90´s. It is also found that fiscal rules imposed by Colombia had two effects on private saving: on the one hand they affected the behavior of the latter to changes in public savings (direct effect), on the other hand they increased public saving, which has a negative effect on private saving (indirect effect).

Resumen

Este trabajo explora empíricamente las razones que explican el estancamiento y la lenta recuperación de la tasa de ahorro en Colombia después de los años noventa basándose en tres hipótesis posibles: i) un quiebre estructural en la economía, posiblemente como consecuencia de las reformas de los años 90, ii) la reacción del ahorro privado frente a cambios del ahorro público, en la perspectiva de la equivalencia Ricardiana, iii) un cambio drástico en alguno de los determinantes del ahorro privado, durante las reformas o recesión. Los resultados principales indican que no existe un quiebre estructural, y por lo tanto, los niveles actuales de la tasa de ahorro se deben en parte al nivel actual de sus determinantes, los cuales cambiaron drásticamente en los años 90. Adicionalmente, se encuentra que las reglas fiscales impuestas en Colombia, tuvieron dos efectos sobre el ahorro privado: Por un lado afectaron el comportamiento de este último frente a cambios en el ahorro público (efecto directo), y por otro lado aumentaron el ahorro público, el cual tiene un efecto negativo sobre el ahorro privado (efecto indirecto).

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Tabla de Contenidos 1. Introducción……………………………………………………………………..5

2. Marco teórico y Descripción de variables………………………………….....8

3. Metodología econométrica y Resultados.

3.1 Metodología econométrica…………………………………………....12 3.2 Resultados……………………………………………………………....14

4. Conclusiones………………………………………………………………........25

5. Referencias……………………………………………………………………....27

Anexo 1: Tests de Razón de Verosimilitud……………………………………....30 Anexo 2: Tests de Wald sobre los rezagos……………………………………......31 Anexo 3: Test de Hausman, sobre especificación y MC2E…..………….……....31

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1. Introducción

Este trabajo estudia los determinantes del ahorro en Colombia, durante el periodo 1970-2009. El objetivo principal es estudiar empíricamente las razones de la lenta recuperación de la tasa de ahorro en el país después de la década de los noventa para lo cual, el estudio del ahorro y de sus determinantes es una

condicio sine qua non a la hora de explicar este fenómeno. El tema del ahorro y sus determinantes, ha sido siempre muy relevante en la literatura por diferentes motivos. En primer lugar, tener una tasa de ahorro alta, confiable y sostenible es importante para los países dado que el ahorro nacional representa la primera fuente de financiamiento de la inversión domestica y, por ende, de la acumulación de capital para el crecimiento. En segundo lugar, los países que basan su crecimiento económico en ahorro externo generalmente financian “booms” de consumo e inversión que son insostenibles y que llevan a crisis financieras, “sudden stops” y grandes recesiones. Finalmente altos niveles de ahorro permiten al gobierno hacer una política fiscal contracíclica fuerte sin comprometer su credibilidad fiscal y externa. En consecuencia, el ahorro nacional y sus determinantes representan factores críticos a la hora de hacer política económica, ya que permiten impulsar el crecimiento económico de largo plazo y fortalecer la estabilidad macroeconómica en el corto plazo.

En Colombia las tasas de ahorro han mostrado una gran variabilidad en los últimos 20 años, donde han fluctuado entre el 22.7% y el 9.4% (Gráfico 1).

Gráfico 1

Tasas de Ahorro e Inversión % PIB

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Inversión Ahorro Nacional Ahorro Externo

Fuente: Cuentas Nacionales de Colombia

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El Gráfico 1 sugiere que el fuerte aumento del ahorro externo en la década de los noventa pudo haber financiado un “boom” de consumo, que significó la caída de la tasa de ahorro nacional a partir de 1990-1991 y posteriormente de la inversión en 1994. Durante el periodo 1998-2000, Colombia entra en una fuerte recesión económica, periodo que coincide con la crisis asiática, donde el ahorro externo cae fuertemente junto con la inversión. A partir del 2001, la tasa de inversión comienza a recuperarse junto con la tasa de ahorro, pero esta última se queda estancada alrededor de 15% durante el periodo 2005-2009. Al descomponer el ahorro nacional en ahorro privado y público (Gráfico 2), se puede ver que en 1990 empieza la caída del ahorro privado, acompañada por la caída del ahorro público en 1994. Después de la crisis de 1998, el ahorro público se recupera, pero el ahorro privado se estanca en una “meseta” más baja, pasando de un nivel promedio de 15.4% durante el período 1970-1990 a uno de 11.6% durante el período 1990-2009.

Gráfico 2

Componentes del Ahorro como % PIB

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Ahorro Privado Ahorro Público Ahorro Externo

Fuente: Cuentas Nacionales de Colombia También, a partir de 1999 se empieza a ver un aumento importante del ahorro público, probablemente como consecuencia de las reformas fiscales implementadas para enfrentar la crisis de 1998. La mayoría de la literatura para el caso colombiano se ha enfocado en explicar la caída del ahorro que se registró a comienzos de los años noventa. En este período, Colombia implementó un conjunto de reformas económicas, basadas principalmente en la apertura comercial, regulación del sistema financiero, liberalización cambiaria y reformas tributarias. A raíz de lo anterior, la

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literatura provee tres explicaciones para la caída del ahorro durante este periodo: i) un “boom” de consumo, ii) aumento de los impuestos, iii) mejor acceso al crédito gracias a las reformas financieras. Sin embargo poco se ha dicho sobre la lenta y difícil recuperación del ahorro después de ese período. En ese sentido este trabajo contribuye a profundizar el estudio sobre los determinantes de largo plazo del ahorro en el país y plantea las siguientes hipótesis para explicar la lenta recuperación de la tasa de ahorro:

i) un quiebre estructural en la economía, posiblemente como consecuencia de la recesión y/o reformas de los años 90.

ii) la reacción del ahorro privado frente a cambios del ahorro público, en la perspectiva de la equivalencia Ricardiana.

iii) un cambio drástico en alguno de los determinantes del ahorro privado, durante las reformas o recesión.

Adicionalmente surge la pregunta de si el aumento del ahorro público obedece a la regla fiscal impuesta en Colombia a partir de 1997 o si este aumento es explicado en gran parte por el “boom” de los precios de los commodities, en particular el precio del petróleo. Los resultados principales sugieren que no existe ningún quiebre estructural y por lo tanto los niveles actuales de la tasa de ahorro se deben en parte al nivel actual de sus determinantes. En la medida en que el nivel de los determinantes se recupere, los niveles de la tasa de ahorro lo harán igualmente. Adicionalmente, se encuentra que por un lado las reglas fiscales impuestas en Colombia en 1997, afectaron la compensación del ahorro privado frente a cambios en el ahorro público, haciendo que el primero cayera aun más ante aumentos del segundo, y por otro lado aumentaron el ahorro público, el cual tiene un efecto negativo sobre el ahorro privado. Finalmente, existieron cambios muy fuertes en los determinantes del ahorro en los años 90, explicando gran parte el estancamiento de las tasas de ahorro. El resto del trabajo se organiza de la siguiente manera. La sección 2 discute el marco teórico y las variables utilizadas para modelar el ahorro. La sección 3 presenta la metodología econométrica utilizada y los resultados. Finalmente la sección 4 concluye y resume las principales lecciones del trabajo.

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2. Marco teórico y Descripción de Variables

Las teorías de ahorro tienen como fundamento teórico la maximización de la función de utilidad intertemporal del individuo sujeto a restricciones presupuestarias. Las decisiones de consumo de los agentes en la economía están determinadas por diferentes factores. Principalmente la tasa de interés y la riqueza son los que determinan la elección de consumo, pero también existen otros factores que pueden influir en la decisión de consumo óptimo, como por ejemplo las restricciones de liquidez, la incertidumbre o las herencias. El marco teórico de referencia para el estudio del ahorro se basa fundamentalmente en las siguientes dos hipótesis:

1) Hipótesis del Ingreso Permanente, según la cual el consumidor elige óptimamente su consumo basándose en su ingreso permanente, que corresponde a los ingresos que los agentes esperan que persistan en el futuro. Bajo este esquema, el patrón de consumo es relativamente plano en el tiempo y responde únicamente a cambios en el ingreso permanente, de tal forma que aumentos temporales del ingreso se ahorran casi completamente.

2) Hipótesis del Ciclo de Vida, según la cual el patrón de ahorro depende de la etapa del ciclo de vida que está viviendo el individuo. El modelo predice que en las primeras y ultimas etapas de vida los agentes desahorran, mientras que en la “edad media” ahorran. Una mayor tasa de crecimiento del producto, que hace más “ricas” a las nuevas generaciones, aumenta la tasa de ahorro.

Sin embargo, las simples versiones estructurales de los modelos mencionados anteriormente no alcanzan a explicar competentemente la conducta del ahorro. Por tal motivo la literatura identifica los siguientes grupos de variables como posibles determinantes: variables demográficas, de crecimiento, estructurales, políticas, financieras y otras. Las variables incluidas en la literatura de ahorro son explicadas a continuación: Ingreso: Esta variable es el punto de partida, ya que está relacionada con las hipótesis tradicionales del ingreso permanente y del ciclo de vida. Normalmente se incluye una variable “proxy” del ingreso transitorio1. Bajo este escenario el ahorro debería ser poco sensible a cambios en el ingreso 1 Como es habitual se le aplica un filtro Hodrick-Prescott a la serie de PIB real y así se logra separar su

tendencia (componente permanente) y ciclo (componente transitorio).

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permanente y más sensible a cambios en el transitorio. Siguiendo la hipótesis keynesiana, la tasa de ahorro debería aumentar conforme aumenta el nivel de ingreso2. El crecimiento del ingreso es otra variable relevante. Si bien la causalidad entre el crecimiento y el ahorro es dudosa, la mayoría de estudios empíricos utilizan la tasa de crecimiento del PIB o del PIB per cápita, ya que encuentran una correlación muy fuerte entre estas últimas y las tasas de ahorro (Loayza et al, 1999; Liu y Woo, 1994; Schmidt-Hebbel y Servén, 1999; Callen y Thimann, 1997). En los modelos de crecimiento, aunque el crecimiento no dependa del ahorro en el estado estacionario, durante la transición hacia el mismo, el ahorro juega un papel importante. Además, de acuerdo a la hipótesis del ciclo de vida, el efecto final del crecimiento sobre el ahorro puede ser negativo, ya que la anticipación de ingresos futuros más altos provoca un mayor endeudamiento de los jóvenes. Por otra parte, el crecimiento del ingreso puede afectar al ahorro a través de formación de hábitos (los agentes reaccionan “lentamente” a un cambio en el ingreso por hábitos adquiridos anteriormente), incertidumbre respecto al ingreso (motivo de ahorro precautorio) y reducción de las restricciones de liquidez. En conclusión, el individuo tiende a ahorrar una proporción constante de su ingreso y el aumento de este implica un aumento del ahorro. Adicionalmente, el crecimiento del PIB puede potenciar el ahorro público (o en su defecto reducir el déficit fiscal), gracias a una mayor recolección de impuestos (Edwards, 1996). Términos de Intercambio: Esta variable es parte importante del ingreso, ya que de alguna manera afecta al componente transitorio del mismo. Un simple análisis intuitivo indicaría que su signo esperado es positivo, ya que una mejora en los términos de intercambio afectaría positivamente al ahorro. Sin embargo como lo plantean Masson, Bayoumi y Hossein (1998), el impacto sobre el ahorro podría variar dependiendo de si el cambio es permanente o transitorio. Siendo así, un mejoramiento transitorio tendría un efecto positivo en el ahorro (debido al buen impacto en el ingreso), mientras que cambios permanentes tendrían un efecto ambiguo, el cual depende del cambio en los niveles de ingreso y de consumo que registren. Tomando en cuenta lo anterior y a diferencia de otros trabajos sobre ahorro, en lugar de incluir los términos de intercambio per se, se incluye una variable que mide el ajuste de los mismos como porcentaje del PIB, la cual se asemeja más a una medida de los cambios transitorios.

2 Ver Schmidt-Hebbel y Servén, (1997) para una discusión más detallada de las implicancias de

ambas hipótesis.

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Tasa de Interés: La tasa de interés es una variable importante en la decisión intertemporal del consumo, sin embargo sus efectos son ambiguos, debido a la compensación existente entre los efectos ingreso y sustitución. Ante un aumento de la tasa de interés, los agentes ahorraran más hoy (cae el consumo actual), para consumir más en el futuro (efecto sustitución negativo). La dirección del efecto ingreso depende de si el agente es prestamista (ahorrador neto) o prestatario. La suma de ambos efectos determina el impacto total de la tasa de interés sobre el ahorro. Los estudios empíricos que incluyen la tasa de interés como variable explicativa confirman la ambigüedad de su impacto sobre el ahorro (y consumo), llegando a resultados “mixtos” y a veces no significativos. Por ejemplo, Callen y Thimann (1997) encuentran un efecto positivo, Loayza et al (1999) encuentran un efecto negativo al igual que Liu y Woo (1994), Edwards (1996) encuentra que no hay efecto significativo. Liberalización Comercial: Existen distintos mecanismos por los cuales la liberalización comercial puede afectar las tasas de ahorro. En primer lugar, la apertura comercial aumenta el ingreso teniendo un efecto sobre el ahorro el cual fue discutido anteriormente. En segundo lugar, al realizar una apertura económica, se disminuyen o se eliminan las restricciones de los niveles de consumo de los agentes. Una vez relajadas estas restricciones, el consumo agregado aumenta, reduciéndose así la tasa de ahorro, (Bennett, Loayza, Schmidt-Hebbel, 2001). También, la liberalización comercial reduce los márgenes y ganancias no distribuidas de las firmas, ya que se reduce el costo de importación de bienes de capital, teniendo un efecto negativo sobre el ahorro de las firmas y por ende en el ahorro privado (Cárdenas y Escobar, 1997). Inflación: La inflación puede afectar al ahorro a través de distintos mecanismos. Una mayor inflación representa una reducción del valor real del ahorro, fomentando el consumo actual (Gavin, Hausman y Talvi, 1997; Masson, Bayoumi y Hossein, 1995 y 1998). Por lo tanto, periodos de alta inflación aumentan el “miedo”, o la incertidumbre a que el ahorro (o riqueza) pierda gran valor. Mientras que con bajas tasas de inflación se reduce el riesgo de pérdida de valor del mismo. Por otro lado, bajas tasas de inflación pueden aumentar la rentabilidad de los depósitos del sistema financiero, fomentando el ahorro. Por último un efecto más indirecto de una tasa de inflación baja y controlada, es el impacto positivo que tiene ésta sobre la inversión y el crecimiento (Barro y Sala-i-Martin 1995), lo cual crea un “círculo virtuoso” en la economía.

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Variables Financieras o Restricciones de Liquidez: Las restricciones de liquidez consisten en la imposibilidad de los consumidores de endeudarse en el mercado de capitales. Considerar las restricciones de liquidez es importante a la hora de analizar el comportamiento del ahorro, dado que el ahorro aumenta en presencia de restricciones al crédito para poder financiar el consumo (Japelli y Pagano, 1994). Cualquiera que sean las razones para la existencia de este tipo de restricciones, su presencia contradice las predicciones de las teorías tradicionales del consumo. El signo esperado es ambiguo, considerando que, por un lado, el sistema financiero puede incrementar las oportunidades y los retornos del ahorro, y por otro, puede estimular el acceso al crédito relajando las restricciones de liquidez teniendo efectos negativos sobre el ahorro. A nivel agregado la razón de crédito doméstico a PIB se utiliza como proxy para captar restricciones de liquidez y, también, se ha adoptado como variable de profundización financiera la razón M2/PIB (Melo et al, 2006; Cárdenas y Escobar, 1997; Edwards, 1996; Loayza et al, 1999). Demográficas: La hipótesis del ciclo de vida predice que cambios en la razón de dependencia demográfica afectan el comportamiento del ahorro. Por ejemplo, aumentos en las razones de dependencia hacen que el ahorro caiga, por el aumento de la proporción de “des-ahorradores” (Loayza et al, 1999; Schmidt-Hebbel y Servén, 1999; Liu y Woo, 1994). En lugar de la tasa de dependencia demográfica en algunos estudios se utiliza la esperanza de vida, ya que bajo la misma hipótesis del ciclo de vida, los agentes pueden anticipar un período de jubilación más largo y por ende ahorran a una mayor tasa. Política Fiscal: Según la equivalencia Ricardiana, los agentes suavizan su consumo intertemporalmente y, por lo tanto, cambios en el ahorro público se ven compensados en su totalidad por el ahorro privado (obviamente sin afectar el ahorro nacional). Sin embargo, esta teoría se cumple bajo supuestos muy fuertes, como la ausencia de restricciones de liquidez, un presupuesto balanceado del gobierno, agentes forward looking y que las generaciones futuras estén unidas por motivos puramente altruistas. El punto de vista más aceptado en la literatura sostiene que una caída del ahorro público no va a estar compensada totalmente por aumentos del ahorro privado, ya que se espera que las generaciones futuras paguen parte de los impuestos correspondientes. De hecho la mayoría de estudios empíricos fallan en respaldar la equivalencia ricardiana y concluyen que se cumple solo parcialmente (Loayza et al, 1999; Schmidt-Hebbel y Servén, 1999).

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3. Metodología econométrica y Resultados

3.1 Metodología econométrica

La mayoría de estudios empíricos sobre el ahorro no utiliza regresiones derivadas de modelos estructurales, ya que ellas limitan la diversidad de variables explicativas que se pueden considerar. Por este motivo, se propone la estimación en forma reducida de la siguiente ecuación:

ttttttttttt InfTperrTIYTPfinLibcAgApAp εββββββββββ ++++++++++= − 98765432110

Donde:

tAp = Tasa de Ahorro Privado como % del PIB.

tAg = Tasa de Ahorro del Gobierno como %PIB.

tLibc = Índice de liberalización comercial, que corresponde a la razón de

exportaciones más importaciones reales sobre PIB real.

tPfin = Índice de profundización financiera, que corresponde a la razón de

crédito domestico sobre PIB.

tYT = Ingreso transitorio, calculado aplicando un filtro Hodrick-Prescott a la

serie de PIB real. Por ende el ingreso transitorio se obtiene como la razón del ciclo sobre la tendencia.

=tTI Ajuste de los términos de intercambio como porcentaje del PIB.

tr = Tasa de interés real ex post, que se obtiene como 1+−= ttt ir π . Cabe resaltar

que la tasa de inflación que se le resta a la tasa de interés nominal corresponde a la inflación 6 meses adelante3.

tTper = Tasa de impuestos a los hogares, que corresponde a la tasa marginal

máxima del impuesto a las personas. La fuente es la DIAN (Dirección de Impuestos y Aduanas Nacionales de Colombia).

3 Se elige 6 meses y no 1 año después, ya que esta dentro de un horizonte temporal que refleja mejor la

información disponible. Es más probable que los agentes “realicen” o tomen en cuenta la tasa de inflación

a 6 meses que a 1 año para la toma de decisiones.

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tInf = Variación porcentual del IPC de Colombia.

Como se mencionó en la introducción, existe la posibilidad de que la relación de largo plazo del ahorro haya cambiado en algún momento del tiempo. Para testear la primera de las tres hipótesis que explicarían la lenta recuperación del ahorro en las últimas décadas, la hipótesis de quiebre estructural, se cuenta con una serie de tests que determinan la existencia del mismo. Si bien la fecha de la introducción de las reformas es conocida, existe la posibilidad de que los agentes económicos reaccionen antes o después de la entrada en vigencia de las mismas, es decir puede esperarse un comportamiento anticipado o tardío haciendo que el quiebre sea previo o posterior a las reformas, y por lo tanto la fecha del quiebre sea incierta. Por tal motivo se realiza el test de Bai-Perron4, donde se prueba la existencia de un quiebre estructural y además, estima la fecha del quiebre. Esta ecuación permite también examinar la segunda hipótesis a través de la inclusión del ahorro público y estudiar los efectos potenciales de variables que afectan el perfil intertemporal del agente, como la tasa de interés y los impuestos. Con el fin de capturar los efectos de las reglas fiscales impuestas en Colombia durante 1998 y 2000 sobre el ahorro privado, se incluyen variables dummy para estas fechas. Asimismo, las variables incluidas en la ecuación permiten evaluar las predicciones de la hipótesis del ingreso permanente al incluir el ingreso transitorio y analizar el efecto de variables que son pertinentes al caso Colombiano, como la profundidad financiera y el grado de liberalización comercial, dado que estos factores cambiaron considerablemente en el país durante los 90. La inclusión de estas variables permite testear la tercera hipótesis, según la cual un cambio drástico en los determinantes del ahorro explicaría la lenta recuperación del ahorro después de los 90. Por último, para probar si el aumento del ahorro público después de 1999 obedece a los efectos de las reglas fiscales impuestas en Colombia a partir de 1997 o si este aumento es explicado en gran parte por el “boom” de los precios de los commodities, se sigue la metodología propuesta en Caceres, Corbacho y Medina (2010). La metodología consiste en modelar econométricamente la media condicional del balance fiscal controlando por los ciclos económicos y de los commodities. En ese sentido Caceres et al (2010) proponen la siguiente ecuación:

4 El código de GAUSS para este test fue tomado de Computation and hypothesis testing in models with

multiple structural changes, de la página Web de Pierre Perron.

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En esta ecuación la variable dependiente Superávit corresponde al balance fiscal del gobierno como porcentaje del PIB; Gap corresponde a la brecha del producto, es decir la desviación porcentual del PIB real del PIB potencial5; CPI es un índice de precios de commodities construido para Colombia. Este índice se construyó como el promedio del precio de las exportaciones de commodities de Colombia (Petróleo, Café, Carbón y Níquel), ponderado por su participación en las exportaciones totales de commodites. Finalmente se incluye una variable dummy que captura el efecto de las reformas impuestas sobre el balance fiscal. 3.2 Resultados El cuadro 1 presenta la estimación para distintas especificaciones de la ecuación de ahorro privado para el periodo 1971-2009. El coeficiente asociado al rezago del ahorro privado es significativo y estadísticamente distinto de uno6 en todas las regresiones (ver anexo 2). La magnitud del mismo (0.62 hasta 0.39) sugiere que las tasas de ahorro tienen algún grado de inercia, aún después de haber controlado por otros factores relevantes, lo cual implica que los efectos de un cambio en cualquiera de los determinantes alcanzarían su dimensión total sólo después de un cierto número de años. Más precisamente los efectos de largo plazo se estiman más grandes que los efectos de corto plazo (dentro de un año), y su magnitud oscila entre 1.64 y 2.63. Este resultado es consistente con estudios de ahorro a nivel internacional (Loayza et al, 1999 y 2001), que encuentran que los efectos de largo plazo son más del doble que los efectos de corto plazo (2.44 veces para Loayza et al, 1999). Esta inercia puede deberse en gran medida a la existencia de hábitos de consumo, que hacen que los agentes reaccionen lentamente ante shocks que los inciten a ahorrar más, por el hecho de estar “acostumbrados” a un determinado nivel de consumo. A diferencia de otros estudios, la tasa de interés resultó significativa y con coeficiente negativo en la mayoría de las regresiones. Es decir, a medida que sube la tasa de interés cae el ahorro privado. Este resultado estaría sugiriendo implícitamente que el efecto ingreso es mayor al efecto sustitución, es decir, aumentos de la tasa de interés hacen que los agentes estén mejor (efecto ingreso) y por lo tanto consuman más, generando un efecto negativo sobre el ahorro.

5 El PIB potencial se obtiene con un filtro Hodrick-Prescott sobre la serie del PIB real.

6 Esto es importante, ya que si no fuera así, el proceso autorregresivo tendría un comportamiento

explosivo (o inestable) en cuyo caso el enfoque econométrico para el modelamiento seria distinto.

tttt DummyGapCPISuperavit 3210 ββββ +++=

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Variable Regresión 1 Resgresión 2

(a) Regresión 2

(b)Regresión 3

(a) Regresión 3

(b)Regresión 4

(a)Regresión 4

(b)

Constante0.00

(0.04)0.03

(0.04)0.03

(0.04)0.02

(0.04)0.02

(0.04)0.02

(0.04)0.02

(0.04)

AP(-1) 0.62***

(0.14) 0.39** (0.18)

0.44** (0.18)

0.47*** (0.18)

0.41** (0.18)

0.42** (0.17)

0.44** (0.17)

AG -0.26** (0.11)

-0.26** (0.12)

-0.25** (0.12)

-0.23** (0.11)

-0.24** (0.11)

-0.24** (0.11)

-0.25** (0.11)

LIBC -0.22***

(0.06) -0.24***

(0.06) -0.25***

(0.06) -0.24***

(0.06) -0.25***

(0.06) -0.24***

(0.06) -0.24***

(0.06)

PFIN 0.22** (0.11)

0.14 (0.11)

0.19* (0.11)

0.20* (0.10)

0.18* (0.11)

0.18* (0.10)

0.18* (0.10)

YT 0.24***

(0.09) 0.28** (0.11)

0.24** (0.10)

0.21** (0.09)

0.22** (0.22)

0.21** (0.09)

0.22** (0.09)

TI0.12

(0.31)0.15

(0.34)0.11

(0.34)0.09

(0.33)0.14

(0.33)0.12

(0.32)0.11

(0.32)

R -0.11***

(0.04)-0.08 (0.05)

-0.10** (0.04)

-0.10*** (0.04)

-0.10** (0.04)

-0.10** (0.04)

-0.10** (0.04)

TPER -0.03***

(0.01) -0.03***

(0.01) -0.03***

(0.01) -0.03***

(0.01) -0.03***

(0.01) -0.03***

(0.01) -0.03***

(0.01)

INF -0.16***

(0.05)-0.09 (0.07)

-0.11* (0.06)

-0.13** (0.05)

-0.11* (0.06)

-0.12** (0.05)

-0.12** (0.05)

DUM98-0.01 (0.02)

0.01 (0.01)

DUM98*AG1.22

(1.25)-0.44 (0.29)

-0.40 (0.28)

0.24 (0.55)

DUM010.02

(0.02)0.00

(0.01)

DUM01*AG-1.83 (1.28)

-0.62* (0.32)

-0.63* (0.32)

-0.87 (0.64)

R-Cuadrado 0.84 0.87 0.86 0.85 0.86 0.86 0.86DW 2.07 2.05 2.09 2.08 2.11 2.12 2.13B-G 0.15 0.32 0.16 0.14 0.18 0.17 0.20Akaike -6.01 -5.98 -5.99 -6.03 -6.04 -6.09 -6.04Schwarz -5.58 -5.38 -5.48 -5.56 -5.53 -5.62 -5.53Hannan-Quinn -5.86 -5.76 -5.81 -5.86 -5.85 -5.92 -5.86*** Representa Significancia al 1%, ** Representa Significancia al 5%, * Representa Significancia al 10%B-G: Prueba Breusch-Godfrey Autocorrelación (P-Value)

CUADRO 1

Variable Dependiente AP (Periodo de Estimación 1971-2009, Error Estándar en paréntesis)

16

Sin embargo este resultado tiene que ser interpretado con precaución, ya que existe la posibilidad de que el ahorro pueda estar determinado simultáneamente por la tasa de interés (es decir que la tasa de interés sea endógena). A raíz de lo anterior, se realizo un test de Hausman para verificar si efectivamente existe un problema de endogeneidad, donde se rechaza la existencia de la misma (ver anexo 3). Haciendo caso omiso de los resultados del test se estimaron regresiones alternativas por mínimos cuadrados en dos etapas7, donde el signo y la significancia de la tasa de interés seguía siendo la misma (ver anexo 3).

Lo anterior es sorprendente, aunque es consistente con estudios de ahorro a nivel internacional: por ejemplo Liu y Woo (1994) encuentran para un panel de 19 países un efecto negativo al igual que Loayza et al. (1999) que usan un panel de 150 países. Según estos estudios, el coeficiente negativo de las tasas de interés se debe a algo más que un efecto ingreso mayor al efecto sustitución, ya que la medida de ahorro privado incluye el ahorro de las firmas. Siendo así, los costos de una firma están directamente relacionados al tamaño de su deuda, y sus ganancias van a caer cuando no alcanzan a cubrir un mayor costo del crédito debido a un aumento de la tasa de interés (Liu y Woo, 1994). Por lo tanto una mayor tasa de interés va a reducir el ahorro de las firmas, contrarrestando cualquier efecto positivo que este aumento pudiera haber tenido sobre el ahorro de los hogares. Dado que el ahorro de las empresas en Colombia representa más del 50% del ahorro privado (ver Cuadro 2), es posible que los efectos descritos anteriormente estén jugando un papel importante.

Cuadro 2

Periodo1970-19791980-19891990-19992000-2009

Muestra Completa40.8% 64.2%47.4% 53.6%

49.2% 50.8%42.3% 56.8%

PROMEDIO DE LA PARTICIPACION DENTRO DEL AHORRO PRIVADOHOGARES EMPRESAS

57.4% 42.6%

Fuente: Elaboración Propia en base a las cuentas nacionales de Colombia

El ingreso transitorio resultó positivo y significativo, para todos los casos. Sin embargo, el coeficiente es bajo, lo cual puede indicar la presencia de restricciones de liquidez. Así, un shock que afecte el ingreso transitorio, como por ejemplo un shock positivo y temporal de productividad, que elevaría

7 Como instrumentos se tomaron tasas de interés externas, en particular la PRIME, LIBOR a 90 y 180

días, la TPM de Estados Unidos y la tasa de los bonos del tesoro de Estados Unidos a 10 años. La fuente

fue el banco central de Chile.

17

temporalmente el ingreso de los agentes, solamente una fracción de este sería destinada a mayor ahorro. La magnitud de este coeficiente podría estar reflejando también que los consumidores tienen un factor subjetivo de descuento muy alto8, dicho de otra forma que sean muy “impacientes”, por lo tanto aumentos del ingreso transitorio serían destinados casi completamente al consumo. Por otro lado también puede representar señales de “miopía” por parte de los agentes, que resultarían incapaces de establecer si aumentos del ingreso se deben al componente permanente o transitorio del mismo. Al no poder identificar o separar los distintos componentes, es posible que aumentos del ingreso transitorio sean percibidos como cambios en el ingreso permanente y por lo tanto no se ahorren completamente. A pesar de que el coeficiente del ajuste de los términos de intercambio no es significativo, es importante incluirlo ya que controla por los posibles efectos que esta variable tenga sobre el componente transitorio del ingreso. Para la liberalización comercial se observa un coeficiente negativo y robusto en todas las especificaciones. De acuerdo con los resultados, la apertura comercial, reflejada en un aumento del índice de liberalización comercial, reduce el ahorro privado en 0.22 puntos porcentuales. Este resultado estaría reflejando los efectos negativos de las restricciones del mercado sobre los niveles de consumo de los agentes (Bennett, Loayza, Schmidt-Hebbel, 2001). Una vez relajadas estas restricciones, el consumo agregado aumenta más que proporcionalmente respecto al ingreso (este último aumenta por los efectos de la liberalización comercial), reduciéndose entonces la tasa de ahorro9. Por otro lado, Cárdenas y Escobar (1997) argumentan que la liberalización comercial reduce los márgenes y las ganancias no distribuidas de las firmas, ya que se reduce el costo de importación de bienes de capital, generando un aumento de las importaciones de las firmas lo cual tiene un efecto negativo en el ahorro10. En cuanto a la profundización financiera se encuentra un signo positivo y significativo, indicando que la mayor profundización determina una ampliación de las oportunidades de ahorro y del abanico de instrumentos de ahorro financiero, impactando positivamente al ahorro privado. Por otro lado, el aumento de la profundización aumenta la eficiencia de la intermediación financiera y de la inversión, generando mayores niveles de crecimiento (Loayza,

8 De hecho en la calibración de modelos DSGE para Colombia usan un factor de descuento β de 0.99. Ver

López y Rodríguez (2008) y Bolandi, González y Rodríguez (2010) entre otros. 9 Este resultado va en línea con lo encontrado por otros estudios para Colombia, donde explican que la

caída de la tasa de ahorro durante los 90 se debe a un “boom” de consumo originado a partir de la

apertura comercial que experimento el país durante estas fechas. 10 El efecto de un menor costo del capital pudo haberse reforzado gracias a la reciente apreciación del

peso.

18

Schmidt-Hebbel y Servén, 2001). Siendo así, es a través de un mayor crecimiento del ingreso, generado por la profundización financiera, que se obtiene un impacto positivo sobre el ahorro. En cuanto a la inflación, el coeficiente es negativo y significativo, lo cual es consistente con los resultados de otros estudios empíricos sobre ahorro. Como se mencionó anteriormente, la inflación puede afectar al ahorro a través de distintos canales. Una mayor inflación representa una reducción del valor real del ahorro, fomentando el consumo actual, por lo tanto en periodos de alta inflación aumentarían el “miedo” a que el ahorro pierda valor (Gavin, Hausman y Talvi, 1997 y Masson, Bayoumi y Hossein, 1995 y 1998). Lo contrario sucede con bajas tasas de inflación, donde no existe el riesgo de pérdida de valor del mismo. Por último, el signo negativo de los impuestos directos indica que en promedio el impacto de esta variable sobre el ingreso disponible supera el efecto que ésta ha tenido sobre el consumo, reduciendo el ahorro privado. Finalmente, el coeficiente estimado del ahorro público es siempre significativo y estadísticamente distinto de -1, lo cual sugiere que existe una compensación parcial del ahorro privado frente a cambios en el ahorro público. Específicamente, el sector privado reduce su tasa de ahorro entre 0.23 y 0.26 puntos porcentuales por un incremento de 1 punto porcentual de la tasa de ahorro público dentro del mismo año. Este cumplimiento “imperfecto” de la equivalencia ricardiana implica que aumentos del ahorro público tienen un efecto positivo sobre el ahorro nacional. Como se menciono en la introducción, una de las hipótesis para explicar la lenta recuperación de la tasa de ahorro es la posible existencia de un quiebre estructural en la economía, como consecuencia de las reformas de los años noventa. Con el objetivo de evaluar esta hipótesis se realiza un test de Bai-Perron sobre la ecuación 1 (Ver Cuadro 1). Los resultados se muestran en los cuadros 3 y 4.

Cuadro 3

Número de Quiebres Estadistico Sup F Valor Crítico al 10% Valor Crítico al 5% Valor Crítico al 1%0 vs 1 8.47 8.96 10.55 14.340 vs 2 6.66 7.06 8.17 10.30

TEST DE BAI-PERRON NÚMERO DE QUIEBRES

Fuente: Elaboración Propia

19

Cuadro 4

Número de Quiebres Estadistico Sup F Valor Crítico al 10% Valor Crítico al 5% Valor Crítico al 1%1 vs 2 8.80 10.50 12.19 16.34

TEST SECUENCIAL DE BAI-PERRON

Fuente: Elaboración Propia Los resultados apuntan a que no existe ningún quiebre estructural en ningún momento del tiempo, lo que sugiere que el comportamiento del ahorro privado después de la década de los 90 no se debe a cambios en los parámetros de la economía. Este resultado implica que gran parte del estancamiento del ahorro en Colombia se debe al nivel actual de sus determinantes y por lo tanto no habría necesidad de hacer mayores cambios en la política económica para recuperar los niveles de ahorro previos a los años noventa. En la medida en que el nivel de los determinantes se recupere, la tasa de ahorro lo hará de igual forma. Con el fin de capturar los efectos de las reglas fiscales impuestas en 1997 y 2000 sobre el ahorro privado, se tomó la variable ahorro del gobierno multiplicada por una dummy que asume el valor 1 durante el periodo posterior a la reforma. Debe recordarse que dichas reglas son de carácter cuantitativo y están enfocadas principalmente en restringir el endeudamiento, limitar el gasto, condicionar las fuentes de financiamiento y el desarrollo de prácticas de transparencia y responsabilidad fiscal. En particular la ley de 199711, impone límites cuantitativos al endeudamiento del gobierno por medio de la aplicación de indicadores de liquidez y solvencia, los cuales se muestran a continuación. Si estos indicadores alcanzan niveles críticos (es decir mayores a los estipulados en las expresiones anteriores), la contratación de “nuevo” crédito está sujeta a la autorización del Ministerio de Hacienda.

11 Ley 358 de 1997 (Ley de semáforos). Ver “Regla Fiscal para Colombia” documento del Comité técnico

interinstitucional (2010).

%80≤=rienteIngresoCor

DeudaolvenciaIndicadorS

%40≤=Ahorro

sesPagoIntereiquidezIndicadorL

20

La ley del 200012, establece criterios cuantitativos para limitar el crecimiento del gasto del gobierno nacional central (GNC) y los gobiernos territoriales (Departamentos). Básicamente impone límites al crecimiento del gasto, teniendo como medida la meta de inflación anual establecida por el Banco de la República. La regla indica que el aumento de los gastos entre un periodo y otro debe ser menor al 50% de la meta de inflación, durante el periodo. Adicionalmente, los gastos de funcionamiento de los gobiernos territoriales no pueden superar cierta proporción de los ingresos, la cual varía según el tamaño del gobierno territorial. La regresión 2(a) (ver Cuadro 1) tiene dos interacciones juntas en el intento de capturar los efectos de cada una de las reglas fiscales impuestas. Al incluir ambas interacciones, estas no dan significativas, posiblemente por que hay poco tiempo entre ambas reformas, haciendo que exista mucha correlación entre una dummy y la otra (generando alta multicolinealidad). Otra posibilidad es que alguna de las variables que intenta capturar el efecto de una reforma u otra quite poder explicativo (por que no es significativa), obteniendo como resultado que ninguna es estadísticamente relevante. Dado el corto período de tiempo entre una reforma y otra, se hace difícil separar los efectos de cada una de ellas, por tal razón se estiman ecuaciones que toman en cuenta las interacciones por separado (regresiones 2(b) hasta 4(b). Con base en los criterios de información tradicionales13, se concluye que la regresión 4(a) es la ecuación que mejor representa el comportamiento del ahorro privado en Colombia14. El coeficiente negativo de la interacción, implica un aumento o “reafirmación” de la compensación parcial del ahorro privado frente a cambios en el ahorro público, dado que, después de las reformas, el coeficiente del ahorro público es más cercano a uno (en valor absoluto). Específicamente para el caso de la regresión 4(a) el coeficiente pasa de ser -0.24 a -0.87. Adicionalmente existe un aumento de la compensación parcial en el largo plazo. Si se toma en cuenta que los efectos de largo plazo en esta ecuación son 1.72 veces más grandes que los de corto plazo, se tiene que el coeficiente en el largo plazo pasa de -0.41 a -1.50, (ver Cuadro 5).

12 Ley 617 de 2000. Ver “Regla Fiscal para Colombia” documento del Comité técnico interinstitucional

(2010). 13 También se realizaron tests de razón de Verosimilitud (Ver Anexo 1) pero no fueron concluyentes a la

hora de elegir el mejor modelo. 14 Sin embargo, dada la baja frecuencia de los datos y el poco tiempo entre una reforma y otra, existe la

posibilidad de que los efectos de la primera se hallan “reforzado” al introducir la reforma del 2000,

teniendo un efecto “agregado” de ambas reformas que se observa a partir del 2001.

21

Cuadro 5

Variable Coeficiente de Largo Plazo Desviación EstándarAG (Antes de las Reglas Fiscales) -0.41 0.18AG (Despues de las Reglas Fiscales) -1.50 0.41LIBC -0.41 0.13PFIN 0.31 0.20

TABLA DE COEFICIENTES DE LARGO PLAZO REGRESIÓN 4(a)

Si bien la magnitud de éste último coeficiente es extraña15, es claro que las reformas fiscales aumentaron la compensación parcial entre ahorro privado y público. La intuición detrás de este resultado se basa en la posibilidad de que las reglas fiscales crearon un compromiso creíble por parte del gobierno y aumentaron la transparencia de la política fiscal. Siguiendo la literatura sobre reglas fiscales, se encuentra evidencia de que estas reducen la volatilidad y la incertidumbre de la política fiscal haciéndola más predecible. Por ejemplo, Fatás y Mihov (2006) encuentran que aplicar restricciones estrictas al gasto lleva a menor volatilidad de la política fiscal, en la medida en que restringe la discrecionalidad del gobierno a la hora de hacer política. En la misma línea están Alesina y Bayoumi (1996), donde muestran que reglas fiscales estrictas, están asociadas con mayores superávits y menor variabilidad cíclica del balance fiscal, Brzozowski y Siwinska-Gorzelak (2010) llegan a resultados similares. A raíz de lo anterior existe la posibilidad de que dichas reglas en Colombia hayan tenido un impacto positivo en la percepción de los agentes, reduciendo la volatilidad y la incertidumbre de la política fiscal, por ende haciéndola más predecible. Dado que la regla cumple con objetivos preanunciados, los agentes económicos forman expectativas racionales, que son consistentes con la regla, mejorando el componente forward looking y así potenciando el efecto negativo del ahorro público sobre el ahorro privado. Por otra parte, las reglas fiscales garantizan de alguna manera la equidad intergeneracional, evitando el crecimiento explosivo del endeudamiento, cuyo pago caería en las generaciones futuras. Este resultado indica que existe una compensación parcial del ahorro privado frente a cambios en el ahorro público, la cual aumenta (en valor absoluto) después de la introducción de las reglas fiscales, lo cual está a favor de la segunda hipótesis planteada. Esta mayor compensación parcial y el hecho de que el ahorro público comenzó a aumentar a partir de 1999 explican en gran

15 Sin embargo, al hacer un test de Wald no se puede rechazar la hipótesis nula de que este coeficiente de

largo plazo sea igual a -1.

22

medida el estancamiento y la lenta recuperación del ahorro en Colombia después de los años noventa. La tercera hipótesis se basa en la existencia de un cambio drástico en alguno de los determinantes del ahorro como consecuencia de las reformas implementadas. El cuadro 6 muestra que efectivamente fue así, en particular el índice de liberalización comercial aumentó 56% en la década de los noventa y lo siguió haciendo durante los 2000. La combinación de la magnitud del efecto de largo plazo (el cual es 1.72 veces más grande que los efectos en el corto plazo) y el incremento del índice de liberalización comercial, induce una mayor caída en el ahorro, explicada por la atenuación de las restricciones al consumo de los agentes. Este resultado apoya la tercera hipótesis ya que el cambio tan fuerte en uno de los determinantes del ahorro privado, el índice de liberalización comercial, contribuye a que la recuperación del ahorro sea lenta.

Cuadro 6 Determinante LIBC PFIN Periodo PROMEDIO CAMBIO % PROMEDIO CAMBIO %

1970-1979 1980-1989 1990-1999 2000-2009

0.31 0.33 0.52 0.67

6%

56% 30%

0.19 0.27 0.32 0.38

40% 18% 18%

Fuente: Elaboración Propia Finalmente para analizar si el aumento del ahorro público después de 1999 obedece efectivamente a los efectos de las reglas fiscales se sigue el enfoque de Caceres et al (2010). Vale la pena recordar que la metodología consiste en modelar econométricamente la media condicional del balance fiscal controlando por los ciclos económicos y de los commodities. En particular se estima la siguiente ecuación: El cuadro 7 muestra los resultados del ejercicio. La regresión 1 es el punto de partida para evaluar la existencia de un quiebre estructural, hay que notar que en esta especificación no hay variables dummy incluidas. Cabe resaltar que para estas estimaciones se usaron datos trimestrales, ya que con una mayor frecuencia de los datos es posible capturar mejor los efectos de cada una de las reformas por separado. Como se mencionó anteriormente, a pesar de conocer la fecha de la introducción de las reformas fiscales, existe la posibilidad de que los agentes económicos reaccionen antes o después de la entrada en vigencia de las mismas, es decir puede esperarse un comportamiento anticipado o tardío haciendo que

tttt DummyGapCPISuperavit 3210 ββββ +++=

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el quiebre sea previo o posterior a las reformas, y por lo tanto la fecha del quiebre sea incierta. Por tal motivo se realiza el test de Bai-Perron donde se prueba la existencia de un quiebre estructural y además, estima la fecha del quiebre. Los resultados del test se muestran en los cuadros 8 y 9.

Cuadro 716

Variable Regresión 1 Regresión 2 Regresión 3 Regresión 4 Regresión 5 Regresión 6

Constante -0.13***

(0.02) -0.15***

(0.02) -0.14***

(0.03) -0.14***

(0.03) -0.14***

(0.03) -0.11***

(0.02)

CPI 0.01*** (0.002)

0.02*** (0.004)

0.02*** (0.005)

0.02*** (0.006)

0.02*** (0.006)

0.01*** (0.003)

GAP0.07

(0.12)-0.13 (0.11)

-0.21 (0.17)

0.04 (0.11)

0.08 (0.13)

0.01 (0.11)

DUM99 0.02*** (0.005)

0.02*** (0.005)

0.02*** (0.003)

DUM01 0.01* (0.005)

0.01* (0.005)

0.01** (0.004)

DUM99*GAP-0.15 (0.26)

DUM01*GAP0.12

(0.32)R-Cuadrado 0.17 0.35 0.35 0.23 0.23 0.35DW 1.58 2.34 2.37 2.07 2.04 1.93

*** Representa Significancia al 1%, ** Representa Significancia al 5%, * Representa Significancia al 10%

Variable Dependiente Balance Fiscal % PIB (Periodo de estimación: 1995Q2 2011Q1 Error Estándar en paréntesis)

0.84

0.630.92 0.93Breusch-Godfrey Autocorrelación 4 Rezagos (P-Value)

0.64 0.61 0.54

0.63 0.66Breusch-Godfrey Autocorrelación 2 Rezagos (P-Value)

0.37 0.34 0.27

El test indica la existencia de dos quiebres estructurales, cuya fecha estimada es 1999Q1 para el primero y 2001Q3 para el segundo. Este resultado muestra la dificultad de separar el efecto de ambas reformas fiscales en las estimaciones del ahorro privado con datos anuales, dado el poco tiempo que existe entre los “efectos” de una reforma y la otra. A partir de lo anterior, se corren regresiones con variables dummy que toman el valor de 1 a partir en estas fechas (1999Q1 y 2001Q3). Al igual que en Caceres et al, un coeficiente positivo en la variable

16 Alternativamente se estimo una regresión donde en lugar de utilizar el CPI, se utilizan los precios de las

exportaciones de commodities (conocidas como exportaciones tradicionales en las cuentas nacionales) de

Colombia (Petróleo, Café, Carbón y Níquel). Los resultados no cambiaron significativamente. Se opto por

presentar los resultados con el CPI por ganar grados de libertad.

24

dummy indica que los efectos de las reglas fueron positivos, dando como resultado mayores balances fiscales después de su implementación. Los resultados de las regresiones 2 y 4 muestran que efectivamente las reformas tuvieron un efecto positivo en el balance fiscal, sugiriendo que los aumentos de ahorro del gobierno que experimentó Colombia se deben, en parte, a las reformas impuestas. Adicionalmente se incluye la regresión 6 que intenta capturar los efectos de ambas reformas. Los resultados no cambian significativamente con relación a las otras regresiones, sin embargo se puede decir que la reforma inicial tuvo un mayor impacto que la siguiente. Estos resultados sugieren que los efectos de las reformas son económicamente importantes ya que la primera aumentó el superávit fiscal en 2 puntos porcentuales y la segunda en 1 punto porcentual adicional. Si bien Caceres et al no lo incluyen en su metodología, las regresiones 3 y 5 controlan por posibles cambios en la “reacción” de la política fiscal ante el ciclo económico (si el superávit y/o déficit pasa de ser procíclico a ser anticíclico o viceversa) después de las reformas fiscales. Aparentemente no hubo ningún efecto significativo de las reglas sobre el comportamiento de la política fiscal, pero por otro lado esta última parece ser “acíclica” (en el sentido que no obedece a comportamientos del ciclo) ya que la variable “gap” no es estadísticamente significativa en ninguno de los casos.

Cuadro 8

Número de Quiebres Estadistico Sup F Valor Crítico al 10% Valor Crítico al 5% Valor Crítico al 1%0 VS 1 23.07 12.77 14.6 18.720 VS 2 15.37 11.61 12.82 15.380 VS 3 9.61 10.53 11.46 13.38

TEST BAI-PERRON NÚMERO DE QUIEBRES

Cuadro 9

Número de Quiebres Estadistico Sup F Valor Crítico al 10% Valor Crítico al 5% Valor Crítico al 1%1 VS 2 17.28 12.77 14.6 18.722 VS 3 10.58 14.54 16.53 20.35

TEST SECUENCIAL BAI-PERRON

25

4. Conclusiones

En Colombia la tasa de ahorro ha mostrado un comportamiento interesante en los últimos 20 años, donde ha fluctuado entre el 22.7% y el 9.4%, mostrando así una gran variabilidad en el tiempo. En particular después de 1998 el ahorro privado se estanca en una “meseta” más baja pasando de un nivel promedio de 15.4% durante 1970-1990, a uno de 11.6% durante 1990-2009. Este trabajo ha explorado empíricamente las razones que explican este comportamiento basándose en tres posibles hipótesis para explicar la lenta recuperación de la tasa de ahorro: i) un quiebre estructural en la economía, posiblemente como consecuencia de la recesión y/o reformas de los años 90, ii) la reacción del ahorro privado frente a cambios del ahorro público, en la perspectiva de la equivalencia Ricardiana, iii) un cambio drástico en alguno de los determinantes del ahorro privado, durante las reformas o recesión. Los resultados econométricos indican que las reformas de los años 90 no originaron un quiebre estructural en los parámetros del ahorro privado, así lo muestran los tests de Bai-Perron. Esto quiere decir que el ahorro actualmente es bajo porque existieron cambios muy drásticos en los niveles de los determinantes, y en la medida en que los niveles de las variables explicativas que cambiaron drásticamente se recuperen, los niveles de la tasa de ahorro lo harán igualmente. Sin embargo, dada la persistencia que presentan las tasas de ahorro, éstas se van a demorar en volver a sus niveles previos a los años noventa. De acuerdo con los resultados, existe una compensación parcial del ahorro privado frente a cambios en el ahorro público, la cual aumenta o se “reafirma” por la introducción de las reglas fiscales en 1997 y 2000, explicando en gran parte el estancamiento del ahorro. Una posible explicación para esto es que las reglas fiscales introducidas crearon un compromiso creíble por parte del gobierno y aumentaron la transparencia de la política fiscal, lo cual tuvo un impacto positivo en la percepción de los agentes, reduciendo la volatilidad y la incertidumbre de la política fiscal, por ende haciéndola más predecible. Esto sugiere que los agentes forman expectativas racionales consistentes con las reglas fiscales mejorando su componente “forward looking” y potenciando el efecto negativo del ahorro público (el cual aumentó desde 1999) sobre el ahorro privado. Por otro lado, se evalúa el impacto de las reglas fiscales sobre el ahorro del gobierno. Siguiendo la metodología de Bai-Perron, se encuentra que efectivamente el ahorro del gobierno sufrió quiebres estructurales después de las reformas impuestas. Adicionalmente, usando la metodología propuesta por

26

Caceres et al, se concluye que efectivamente las reglas fiscales tuvieron un efecto positivo contribuyendo a un aumento del ahorro del gobierno a partir del primer trimestre de 1999 y reforzándose posteriormente en el tercer trimestre del 2001. Estos resultados indican que las reglas fiscales tuvieron dos efectos sobre el ahorro privado: un efecto directo, que consiste en la “reafirmación” o aumento de la compensación parcial del ahorro privado frente a cambios en el ahorro público, y otro efecto indirecto que actúa a través de aumentar el ahorro público, el cual tiene un efecto negativo sobre el ahorro privado. Finalmente, existe un cambio muy fuerte en uno de los determinantes del ahorro privado (índice de liberalización comercial), el cual pasa de ser 0.33 en promedio durante 1980-1989 a 0.52 en 1990-1999. El hecho que los efectos de largo plazo son 1.72 veces más que los de corto plazo, contribuye a potenciar los efectos del cambio tan drástico en la liberalización comercial. La combinación de la magnitud del efecto de largo plazo y del incremento del índice de liberalización comercial induce una mayor caída en el ahorro, explicada principalmente por la atenuación de las restricciones al consumo de los agentes, ocasionando que el ahorro privado (y por ende el nacional) se estanque.

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REFERENCIAS

• Alesina A y T. Bayoumi (1996) “The costs and benefits of fiscal rules: Evidence from US States” NBER Working Paper.

• Bennett H., N. Loayza y K. Schmidt-Hebbel (2001) “Un estudio del

Ahorro agregado por agentes económicos en Chile” en Análisis Empírico

del Ahorro en Chile, Banco Central de Chile.

• Bérubé G y D. Coté (2000) “Long Term determinants of the Personal Savings Rate: Literature Riview and Some Empirical Results for Canada” Bank of Canada Working Paper.

• Blanchard O y R. Perotti (1999) “An empirical characterization of the

dynamic effects of changes in government spending and taxes on output” NBER Working Paper.

• Bolandi P., A. González y D. Rodríguez (2010) “Importancia de las

rigideces nominales y reales en Colombia: un enfoque de equilibrio general dinámico” Borradores de Economía, Banco de la República de

Colombia.

• Brzozowski M y J. Siwinska-Gorzelak (2010) “The impact of Fiscal Rules on Fiscal Policy Volatility” Journal of Applied Econometrics.

• Butlemann A y F. Gallego (2000) “Household Saving in Chile:

Microeconomic Evidence” Working Paper, Central Bank of Chile.

• Caceres C., A. Corbacho y L. Medina (2010) “Structural breaks in Fiscal Performance: Did Fiscal Responsibility Laws had anything to do with them?” IMF Working Paper.

• Callen T y C. Thimann (1997) “Empirical determinants of household

saving: Evidence from OECD countries,” IMF Working Paper.

• Cárdenas M y A. Escobar (1997) “Saving Determinants in Colombia 1925-1994” Journal of Development Economics.

• Comité técnico Interinstitucional (2010) “Regla Fiscal para Colombia”

Documentos del Banco de la República de Colombia.

28

• Edwards S. (1996) “Why are Latin America’s Savings Rates so Low? An international Comparative analysis,” Journal of Development Economics.

• Fatás A y I. Mihov (2006) “The Macroeconomic Effects of fiscal rules in

the US States” Journal of Public Economics.

• Gavin M., R. Hausmann y E.Calvo (1997) “Saving behavior in Latin America: Overview and Policy Issues,” IDB Working Paper.

• Gutiérrez M (2007) “Savings in Latin America after the mid 1990s.

Determinants and policies” Documentos de la CEPAL.

• Hachette D (1998) “Ahorro Privado en Chile”, Cuadernos de economía,

Pontificia Universidad Católica de Chile.

• Hayashin F (1997) Understanding Saving: Evidence from the United States

and Japan. The MIT press.

• Japelli T y Pagano. M (1994) “Saving, Growth and Liquidity Constraints,” The Quarterly Journal of Economics

• Liu L-Y y W-T. Woo (1994) “Saving Behaviuor under Imperfect Finantial

Markets and the Current Account Consequences” The Economic Journal.

• Loayza N., K. Schimdt-Hebbel y L. Servén. (1999) “What drives saving across the World?” Working Paper, Central Bank of Chile.

• Loayza N., K. Schimdt-Hebbel y L. Servén (2001) “Una revisión del Comportamiento y los Determinantes del Ahorro en el Mundo” en Análisis Empírico del Ahorro en Chile, Banco Central de Chile.

• López M., N. Rodríguez (2008) “Financial Accelerator Mechanism:

Evidence for Colombia” Borradores de Economía, Banco de la República de

Colombia.

• Masson P., T.Bayoumi y S.Hossein (1995) “Saving Behaviour in Industrial and Developing Countries,” IMF Staff Studies.

• Masson P., T.Bayoumi y S.Hossein (1998) “International Evidence on the

Determinants of Private Saving,” The World Bank Economic Review.

29

• Melo L., J. Téllez y H. Zárate (2006) “Ahorro de los Hogares en Colombia,” Ensayos sobre política económica, Banco de la República de

Colombia.

• Obstfeld M y K. Rogoff (1996) Foundations of International Macroeconomics. The MIT press.

• Posada C (1995) “Ahorro y Modelos Macroeconómicos” Borradores de

Economía, Banco de la República de Colombia.

• Schimdt-Hebbel K. y L. Servén (1997) “Savings across the world: Puzzles and Policies” World Bank Discussion Paper

• Schmidt-Hebbel K. y L. Serve (1999) “Aggregate Saving and Income

Distribution,” en The economics of savings and growth: Theory, evidence and

implications for policy. Cambridge University Press.

• Vergara R (2001) “Determinantes del Ahorro Privado en Chile” en Análisis Empírico del ahorro en Chile, Banco Central de Chile.

• Yang D-T., J. Zhang y S. Zhou (2011) “Why are saving rates son high in

China?” NBER Working Paper.

30

ANEXO 1

Test Nivel P-ValueRazon Verosimilitud 3.41 0.18

Test Nivel P-ValueRazon Verosimilitud 3.98 0.26

Test Nivel P-ValueRazon Verosimilitud 1.62 0.44

Test Nivel P-ValueRazon Verosimilitud 1.69 0.64

Test Nivel P-ValueRazon Verosimilitud 1.41 0.49

Test Nivel P-ValueRazon Verosimilitud 6.71 0.15

Modelo Restringido: Regresión 4(b) Modelo No Restringido: Regresión 2(a)

Modelo Restringido: Regresión 1 Modelo No Restringido: Regresión 2(a)

TEST DE RAZÓN DE VEROSIMILITUD

Modelo Restringido: Regresión 2(b) Modelo No Restringido: Regresión 2(a)

Modelo Restringido: Regresión 3(a) Modelo No Restringido: Regresión 2(a)

Modelo Restringido: Regresión 3(b) Modelo No Restringido: Regresión 2(a)

Modelo Restringido: Regresión 4(a) Modelo No Restringido: Regresión 2(a)

31

ANEXO 2

Regresion Test Nivel P-Value1 F-Stat 7.19 0.01

2(a) F-Stat 10.61 0.002(b) F-Stat 9.36 0.003(a) F-Stat 9.16 0.003(b) F-Stat 10.50 0.004(a) F-Stat 11.72 0.004(b) F-Stat 10.31 0.00

TEST DE WALD SOBRE EL REZAGO DEL AHORRO PRIVADO (H0: AP(-1)=1)

ANEXO 3 (TESTS DE HAUSMAN Y SOBRE ESPECIFICACIÓN Y TSLS)

Test de Hausman A continuación se realizan los tests de Hausman para cada una de las especificaciones para determinar la existencia de endogeneidad de la tasa de interés. La construcción del test se hace de la siguiente manera:

1) Se corre la siguiente regresión: ttt Xr υϕ += donde tX contiene a

las variables explicativas cada una de las ecuaciones originales más los instrumentos seleccionados para la tasa de interés real (PRIME=Tasa Prime de estados Unidos, LIBOR 180=Tasa Libor a 180 días, TPMUSA=Tasa de política monetaria de Estados Unidos y BOND10=Tasa de los bonos del tesoro de Estados Unidos a 10 años).

2) Se obtienen los residuos de la regresión auxiliar tυ̂ y se estima la

ecuación original pero incluyendo los residuos obtenidos en el paso anterior. Se prueba la hipótesis de que el coeficiente asociado a los residuos

tυ̂ sea distinto de cero. Si el coeficiente no es estadísticamente

distinto de cero no existen problemas de endogeneidad Los resultados se muestran en el cuadro 10 para cada una de las regresiones estimadas (de la 1 a la 4(b)). Vemos que el coeficiente asociado a la variable AUX (la cual corresponde a los residuos de la ecuación auxiliar estimada) no es significativo lo cual sugiere que no existen problemas de endogeneidad.

32

Variable Regresión 1 Resgresión 2

(a) Regresión 2

(b)Regresión 3

(a) Regresión 3

(b)Regresión 4

(a)Regresión 4

(b)

Constante-0.02 (0.05)

0.01 (0.03)

0.01 (0.08)

0.01 (0.33)

0.01 (0.32)

0.01 (0.05)

0.01 (0.05)

AP(-1) 0.58***

(0.14) 0.43** (0.19)

0.46** (0.18)

0.46** (0.17)

0.43** (0.19)

0.42** (0.17)

0.44** (0.18)

AG -0.31** (0.11)

-0.27** (0.11)

-0.27** (0.12)

-0.28** (0.11)

-0.26** (0.11)

-0.28** (0.11)

-0.29** (0.12)

LIBC -0.32***

(0.07) -0.28***

(0.07) -0.31***

(0.08) -0.33***

(0.08) -0.27***

(0.07) -0.31***

(0.08) -0.30***

(0.08)

PFIN 0.41** (0.14)

0.24* (0.14)

0.33** (0.15)

0.37** (0.14)

0.24* (0.14)

0.31** (0.14)

0.29** (0.14)

YT 0.32***

(0.09) 0.26** (0.11)

0.26** (0.10)

0.28** (0.09)

0.23** (0.09)

0.27** (0.09)

0.27** (0.10)

TI0.02

(0.27)0.15

(0.34)0.13

(0.34)0.15

(0.32)0.15

(0.34)0.19

(0.32)0.17

(0.32)

R -0.21***

(0.06) -0.13* (0.07)

-0.18** (0.07)

-0.19** (0.07)

-0.13* (0.06)

-0.17** (0.06)

-0.16** (0.07)

TPER -0.03***

(0.008) -0.03***

(0.008) -0.03*** (0.009)

-0.03*** (0.008)

-0.03*** (0.009)

-0.03*** (0.008)

-0.03*** (0.008)

INF -0.19***

(0.05) -0.13* (0.07)

-0.16** (0.07)

-0.16*** (0.05)

-0.13* (0.06)

-0.15** (0.06)

-0.15** (0.06)

DUM98-0.00

(0.003)0.00

(0.10)

DUM98*AG0.69

(1.30).-0.34 (0.29)

-0.33 (0.28)

0.25 (0.55)

DUM010.01

(0.35)-0.00 (0.01)

DUM01*AG-1.27 (1.35)

-0.60* (0.33)

-0.55* (0.32)

-0.81 (0.64)

AUX0.15

(0.09)0.11

(0.09)0.12

(0.09)0.14

(0.09)0.06

(0.09)0.11

(0.08)0.09

(0.09)*** Representa Significancia al 1%, ** Representa Significancia al 5%, * Representa Significancia al 10%

CUADRO 10

Variable Dependiente AP (Periodo de Estimación 1971-2009, Error Estándar en paréntesis)

Estimaciones por Mínimos Cuadrados en dos Etapas El cuadro 11 muestra los resultados de las estimaciones alternativas usando las siguientes variables como instrumentos para la tasa de interés: PRIME=Tasa Prime de estados Unidos LIBOR 180=Tasa Libor a 180 días TPMUSA=Tasa de política monetaria de Estados Unidos BOND10=Tasa de los bonos del tesoro de Estados Unidos a 10 años

33

Variable Regresión 1 Resgresión 2

(a) Regresión 2

(b)Regresión 3

(a) Regresión 3

(b)Regresión 4

(a)Regresión 4

(b)

Constante-0.02 (0.06)

0.01 (0.04)

0.01 (0.09)

0.00 (0.01)

0.01 (0.32)

0.01 (0.05)

0.01 (0.05)

AP(-1) 0.58***

(0.16) 0.43** (0.19)

0.46** (0.19)

0.46** (0.19)

0.43** (0.19)

0.42** (0.18)

0.44** (0.18)

AG -0.31** (0.13)

-0.27** (0.12)

-0.27** (0.12)

-0.28** (0.12)

-0.26** (0.11)

-0.28** (0.12)

-0.29** (0.12)

LIBC -0.32***

(0.08) -0.28***

(0.07) -0.31***

(0.08) -0.33***

(0.08) -0.27***

(0.07) -0.31***

(0.08) -0.30***

(0.08)

PFIN 0.41** (0.16)

0.24* (0.15)

0.33** (0.16)

0.37** (0.16)

0.24* (0.23)

0.31** (0.15)

0.29* (0.15)

YT 0.32** (0.11)

0.26** (0.11)

0.29** (0.12)

0.28** (0.11)

0.23** (0.09)

0.27** (0.10)

0.26** (0.10)

TI0.15

(0.34)0.15

(0.36)0.13

(0.36)0.15

(0.37)0.15

(0.34)0.19

(0.34)0.17

(0.34)

R -0.21** (0.08)

-0.13* (0.07)

-0.17** (0.07)

-0.20** (0.08)

-0.13* (0.07)

-0.17** (0.07)

-0.16** (0.07)

TPER -0.03***

(0.01) -0.03***

(0.01) -0.03*** (0.009)

-0.03*** (0.009)

-0.03*** (0.01)

-0.03*** (0.009)

-0.03*** (0.009)

INF -0.20***

(0.06) -0.13* (0.07)

-0.16** (0.07)

-0.16** (0.06)

-0.13* (0.07)

-0.15** (0.06)

-0.15** (0.06)

DUM98-0.01

(-0.03)0.00

(0.01)

DUM98*AG0.69

(1.35)-0.34 (0.31)

-0.33 (0.31)

0.25 (0.58)

DUM010.01

(0.03)-0.00 (0.03)

DUM01*AG-1.27 (1.39)

-0.60* (0.33)

-0.54* (0.33)

-0.81 (0.66)

R-Cuadrado 0.81 0.86 0.84 0.83 0.86 0.85 0.85B-G P-Value 0.35 0.14 0.14 0.25 0.13 0.20 0.20*** Representa Significancia al 1%, ** Representa Significancia al 5%, Representa Significancia al 10%

Variable Dependiente AP (Periodo de Estimación 1971-2009, Error Estándar en paréntesis)

CUADRO 11

34

Test de sobre especificación

Este test se construyo de la siguiente manera:

1) Se obtienen los residuos de la estimación por mínimos cuadrados en dos

etapas

2) Se corre una regresión de estos residuos contra TODAS las variables exógenas. Se obtiene el R-Cuadrado de estas regresiones y se multiplica por

el tamaño de muestra, para formar una prueba LM, con 3 grados de libertad.

Los resultados se muestran en el cuadro 12.

Modelo R-Cuadrado Tamaño Muestra Estadistico~χ2 Valor Crítico 10% Regresion 4(a) 0.07 39 2.89 6.25

CUADRO 12

El test se realizó para la regresión 4(a) ya que las otras estimaciones se diferencian únicamente en la inclusión de interacciones las cuales se pueden tomar como exógenas al modelo. Los resultados muestran que no se rechaza la hipótesis nula, y por lo tanto se concluye que todos los instrumentos son exógenos.