¿Cómo ha cambiado el comportamiento fiscal en el marco de la UEM?
Apéndice 2.4. Estimación de las funciones de reacción fiscal
El autor principal de este apéndice es Xavier Debrun.
En el presente apéndice se presentan los detalles técnicos de los datos econométricos examinados en el tercer apéndice con respecto al comportamiento fiscal de la zona del euro, incluida la especificación de los modelos subya- centes y los procedimientos de estimación.
Especificación
La especificación de la ecuación econométrica es semejante a la de Galí y Perotti (2003) y a varios estudios relacionados66, que se centran en
tres características cruciales de la política fiscal discrecional, a saber, la reacción ante las fluctua- ciones cíclicas, la sensibilidad a los movimientos de la deuda pública, y la reacción ante las desvia-
ciones de las tasas de interés a corto plazo con respecto a los parámetros de referencia implíci- tos por las reglas de política monetaria (es decir, las “brechas monetarias”, véase el apéndice 2.3). El modelo también tiene en cuenta la persisten- cia de las opciones de política fiscal. Por consi- guiente, la ecuación básica puede escribirse de la siguiente manera:
St=β0+β1St–1+β2GAPt+β3Bt–1+β4Mt+εt, (1)
en que t es un índice de tiempo, Stdesigna el
superávit primario (ajustado en función del ciclo según el porcentaje del PIB potencial), GAPtes
la brecha de producción, Bt, la deuda pública
bruta como porcentaje del PIB potencial; Mt
representa las desviaciones de las tasas de interés a corto plazo con respecto a los parámetros de referencia, y εtes un término de error.
Tanto por motivos de disponibilidad de datos como para facilitar la comparación con otros estudios (especialmente Galí y Perotti, 2003), en las regresiones se utilizan datos anuales pro- venientes de la base de datos analíticos de la OCDE. El estudio se centra en los Estados miem- bros de la zona del euro, excluido Luxemburgo.
Estimación y resultados
La investigación empírica se realiza en dos etapas. Primero, se estima la ecuación de polí- tica fiscal (1) por separado para cada país (cua- dro 2.7) con el máximo de observaciones dispo- nibles, es decir, desde 1971 (como año más remoto) hasta 2003. El hecho de que pueda pre- verse que la brecha de producción y la política monetaria reaccionan ante las medidas corrien- tes de política fiscal implica que hay una posible correlación con el término de error, de modo que las estimaciones estándar de mínimos cua- drados ordinarios estarán sesgadas. Por lo tanto, cada ecuación se estima mediante mínimos cua- drados de dos etapas, utilizando como instru- mentos todas las variables exógenas, las propias brechas de producción rezagadas, y las brechas APÉNDICE 2.4. ESTIMACIÓN DE LAS FUNCIONES DE REACCIÓN FISCAL
66Véase también en la edición de septiembre de 2003 de Perspectivas de la economía mundial un examen detallado de una
de producción rezagadas de Estados Unidos y de Alemania para todos los países europeos excluido este último, y las de Estados Unidos y Francia para Alemania. En varios casos, las pruebas estándar de especificación rechazan categórica- mente la pertinencia de las brechas monetarias como variable explicativa del comportamiento fis- cal y, por consiguiente, no se las tiene en cuenta para estos países. Por último, las estimaciones específicas de cada país también permiten efec- tuar pruebas de interrupciones estructurales en la relación, con el fin de detectar si el comporta- miento general de la política fiscal cambió signifi- cativamente durante el período que abarca la muestra. Los resultados se consignan al final del cuadro 2.7 y se comentan en el texto principal.
En la segunda etapa del análisis, se aprovecha la dimensión trasnacional del conjunto de datos, examinando estimaciones de panel de las ecua- ciones de la política monetaria. Por una parte, este puede considerarse como el enfoque correcto
para verificar si se han producido con el tiempo variaciones en toda la zona, por ejemplo como resultado del nuevo marco de política fiscal esta- blecido en el Tratado de Maastricht y en el Pacto de Estabilidad y Crecimiento. Las estimaciones específicas de cada país efectivamente pueden subvalorar estos efectos, en parte debido al redu- cido número de observaciones en el curso del tiempo y al poder correspondientemente bajo de las pruebas relacionadas. Por otra parte, el enfoque de panel también puede ofrecer ideas útiles sobre las causas de las diferencias trasnacio-
nales en los coeficientes estimados y, por ende,
sobre los factores que determinan en última ins- tancia los comportamientos fiscales.
En la práctica, las variables ficticias pueden discriminar entre diferentes grupos de países o entre períodos. También pueden utilizarse varia- bles de interacción para examinar el efecto de características nacionales que varían en el tiempo, como la apertura al comercio o la situación fiscal Cuadro 2.7. Estimaciones por países de las funciones de reacción fiscal
(Variable dependiente: Saldo primario ajustado en función del ciclo en porcentaje del PIB potencial)
Austria Bélgica1 Finlandia Francia Alemania Grecia Irlanda Italia Países Bajos Portugal España1
Variable dependiente rezagada
Coeficiente 0,50 0,71 0,45 0,63 0,45 0,69 0,86 0,51 0,43 0,22 0,47 Error estándar 0,17 0,10 0,16 0,15 0,15 0,16 0,06 0,13 0,15 0,15 0,17 Estadístico t 2,99*** 6,90*** 2,77*** 4,17*** 3,13*** 4,32*** 14,04*** 3,88*** 2,83*** 1,52 2,72*** Brecha de producción Coeficiente 0,22 –0,19 0,15 –0,18 –0,25 –0,06 –0,27 –0,26 –0,36 –0,32 –0,06 Error estándar 0,16 0,11 0,08 0,09 0,14 0,20 0,13 0,18 0,17 0,07 0,06 Estadístico t 1,35 –1,73* 1,81* –1,97* –1,80* –0,32 –2,06** –1,45 –2,14** –4,37*** –0,97 Coeficiente de endeudamiento rezagado Coeficiente 0,02 0,06 0,05 0,02 0,00 0,07 0,00 0,07 0,05 0,26 0,08 Error estándar 0,01 0,02 0,02 0,01 0,03 0,03 0,02 0,02 0,03 0,11 0,02 Estadístico t 1,91* 2,98*** 2,89*** 1,31 0,09 2,09** 0,23 3,65*** 1,86* 2,49** 3,96*** “Brecha” monetaria2 Coeficiente –0,22 –0,15 –0,06 0,31 –0,15 –0,25 –0,19 –0,09 Error estándar 3 0,10 0,09 0,05 0,11 0,16 3 3 0,12 0,17 0,07 Estadísticot –2,29** –1,57 –1,21 2,87*** –0,93 –1,99* –1,10 –1,32 Estadísticas resumidas R2 0,34 0.92 0,62 0,55 0,78 0,83 0,91 0,92 0,52 0,82 0,84 Número de observaciones 30 31 27 26 32 27 24 33 28 26 24 Interrupciones4 No 1982 No 1992 1982 1991 No No 1991 No No
Fuente: Estimaciones del personal técnico del FMI.
1Errores estándar robustos (corrección de Newey-West) cuando se encuentran indicios de autocorrelación del primer y/o segundo orden.
2Las brechas monetarias se miden calculando la desviación de las tasas de interés efectivas a corto plazo con respecto a la regla de Taylor o a la regla de inflación que se describe en el apéndice 2.3.
3La prueba de la razón de verosimilitudes indica que la brecha monetaria es una variable redundante y el mantenerla en la ecuación afecta significati- vamente a otros coeficientes estimados.
4Detectadas utilizando las pruebas de Chow. Las “candidatas a” fechas de interrupciones se eligen a partir de una preselección preliminar basada en pruebas de Cusum cuadrado que operan sobre estimaciones de mínimos cuadrados ordinarios.
del gobierno. La idea es distinguir entre los coe- ficientesβ estimados según características especí- ficas del tiempo o del país que pueden influir sobre el comportamiento. En el caso de las varia- bles ficticias, las diferencias estadísticamente significativas entre los dos conjuntos de coefi- cientes (por ejemplo, antes y después de la firma del Tratado de Maastricht) permitirán deducir que el criterio utilizado para construir estos dos conjuntos de estimaciones es importante para el comportamiento fiscal. En el caso de las varia- bles de interacción, su significación estadística indica que los coeficientes β son funciones linea- les de las mismas.
Para subsanar la posible correlación de la bre- cha de producción y la brecha monetaria con el término de error, las dos variables explicativas se instrumentan utilizando sus propios rezagos y variables exógenas. Además, el análisis también tiene en cuenta la posibilidad de que se presen- ten perturbaciones fiscales comunes (como las que pueden ocurrir en casos de medidas discre- cionales coordinadas), de modo que se prefiere un estimador de mínimos cuadrados de tres eta- pas67. La estimación también incluye variables
ficticias correspondientes a cada país (efectos fijos) a menos que se permita que ciertas variables fic- ticias (como la que indica el comienzo del marco fiscal de la UME) tengan pendientes específicas para cada país. A fin de tomar en cuenta las inte- rrupciones estructurales detectadas en 1982 en dos países (véase el cuadro 2.7), el período de la muestra abarca desde 1982 a 2003, a menos que se indique otra cosa (las demás interrupciones estructurales ocurrieron en o cerca de 1992 y, por lo tanto, se investigan explícitamente). Por último, todas las ecuaciones incluyen una varia- ble ficticia para 1997, el año que consideró la
UE para evaluar las situaciones fiscales de los países que podrían ingresar a la UME.
En los cuadros 2.8 y 2.9 se presentan varias regresiones con dos conjuntos de estimaciones (la primera y segunda columna están relaciona- das con cada ecuación). En la tercera columna de cada ecuación se incluyen las pruebas de Wald con respecto a la hipótesis nula de coefi- cientes idénticos entre los dos grupos. En el cuadro 2.8, la variable ficticia correspondiente al Tratado de Maastricht asume un valor de uno después de 1992 y, en los demás casos, de cero. Los tiempos malos se definen como años con bre- chas de producción negativas (es decir, que el producto es inferior a su nivel potencial), y los demás son considerados tiempos buenos68. Las
variables ficticias correspondientes a los “estados de compromiso” y a los “estados de delegación” corresponden a una clasificación amplia de las instituciones presupuestarias (como se explica en Hallerberg, 2004 y Annett, 2004). Si bien la intención de ambos sistemas es fomentar la dis- ciplina fiscal mediante la solución del problema de la mancomunación implícita en la prepara- ción del presupuesto69, difieren en el grado de discreción que tiene el ministerio de Hacienda,
discreción que es mayor en los modelos de dele- gación que en los de compromisos. En la práctica, los modelos de delegación han sido adoptados por Alemania, Francia, Grecia e Italia, y se consi- dera que todos los demás países, con la salvedad de Portugal (no clasificado) han adoptado el modelo de compromiso.
En el cuadro 2.8 también se presenta la dis- tinción entre el grupo de países en situación de incumplimiento (o que en algún momento incumplieron) los límites del Pacto de Estabilidad y Crecimiento (Alemania, Francia y Portugal) y APÉNDICE 2.4. ESTIMACIÓN DE LAS FUNCIONES DE REACCIÓN FISCAL
67Como se indica en Judson y Owen (1999), la dimensión de series de plazo relativamente largo en este panel implica
que el sesgo inherente a las estimaciones de panel dinámico no debe producir efectos importantes sobre los resultados.
68Obsérvese que en el cuadro 2.4 del texto principal se combina la variable ficticia correspondiente al Tratado de
Maastricht con la variable ficticia correspondiente a los tiempos de bonanza con miras a afinar el análisis de ciclicidad. No obstante, para ese ejercicio en particular, los demás parámetros se suponen constantes en el tiempo.
69Von Hagen, Hallerberg y Strauch (2004) demuestran que ambos modelos ofrecen, efectivamente, disciplina fiscal a
través de diferentes canales. Además, demuestran que las instituciones políticas y las características constitucionales de los países determinan la elección de un sistema en vez de otro. Las variables ficticias se basan en el recuadro 2 que figura en Annett (2004).
Cuadro 2.8. Comportamiento de las autoridades fiscales en la zona del euro: Análisis de panel, 1982–2003
(Variable dependiente: Saldo primario ajustado en función del ciclo en porcentaje del PIB potencial)
Tratado de Maastricht Comportamiento en:
______________________________ ______________________________________
Prueba Tiempos de Tiempos Prueba
Referencia Antes Después de Wald bonanza difíciles de Wald
Persistencia 0,685 0,498 0,527 0,158 0,668 0,653 0,075 Error estándar 0,027 0,048 0,055 — 0,046 0,032 — Valor P 0,000 0,000 0,000 0,691 0,000 0,000 0,784 Estabilización de la producción –0,120 –0,175 –0,040 5,811 –0,231 –0,073 2,607 Error estándar 0,023 0,032 0,046 — 0,091 0,043 — Valor P 0,000 0,000 0,386 0,016 0,012 0,092 0,106 Estabilización de la deuda 0,029 0,059 0,0422 1,145 0,034 0,034 0,000 Error estándar 0,004 0,014 0,008 — 0,009 0,005 — Valor P 0,000 0,000 0,000 0,285 0,000 0,000 0,983
Reacción ante las “brechas”
de la política monetaria –0,063 –0,115 –0,050 2,016 –0,122 0,026 4,931
Error estándar 0,018 0,031 0,033 — 0,039 0,021 —
Valor P 0,001 0,000 0,130 0,156 0,002 0,232 0,026
Número de observaciones 242 242 242
Enfoque de compromiso Enfoque de delegación
______________________________ ______________________________________ Prueba Prueba
Referencia Sí No de Wald Sí No de Wald
Persistencia 0,685 0,621 0,632 0,032 0,594 0,674 0,874 Error estándar 0,027 0,057 0,037 — 0,084 0,029 — Valor P 0,000 0,000 0,000 0,857 0,000 0,000 0,350 Estabilización de la producción –0,120 –0,066 –0,142 1,877 –0,248 –0,095 4,641 Error estándar 0,023 0,047 0,030 — 0,062 0,027 — Valor P 0,000 0,158 0,000 0,171 0,000 0,001 0,031 Estabilización de la deuda 0,029 0,040 0,030 11,542 0,034 0,029 1,410 Error estándar 0,004 0,005 0,004 — 0,005 0,005 — Valor P 0,000 0,000 0,000 0,001 0,000 0,000 0,235
Reacción ante las “brechas”
de la política monetaria –0,063 –0,084 –0,022 1,531 –0,001 –0,063 1,072
Error estándar 0,018 0,043 0,024 — 0,055 0,022 —
Valor P 0,001 0,051 0,360 0,216 0,989 0,005 0,301
Número de observaciones 242 242 242
Tres países que incumplen el PEC1 Seis países con dificultades con el PEC
______________________________ ______________________________________ Prueba Prueba
Referencia Sí No de Wald Sí No de Wald
Persistencia 0,685 0,349 0,714 30,144 0,556 0,677 4,295 Error estándar 0,027 0,061 0,031 — 0,052 0,034 — Valor P 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,038 Estabilización de la producción –0,120 –0,165 –0,066 5,550 –0,230 –0,017 13,860 Error estándar 0,023 0,036 0,031 — 0,038 0,038 — Valor P 0,000 0,000 0,036 0,019 0,000 0,667 0,000 Estabilización de la deuda 0,029 0,023 0,032 0,748 0,053 0,028 5,794 Error estándar 0,004 0,010 0,005 — 0,008 0,006 — Valor P 0,000 0,019 0,000 0,387 0,000 0,000 0,016
Reacción ante las “brechas”
de la política monetaria –0,063 –0,057 –0,046 0,072 –0,067 –0,039 0,302
Error estándar 0,018 0,030 0,029 — 0,027 0,038 —
Valor P 0,001 0,057 0,114 0,789 0,014 0,316 0,583
Número de observaciones 242 209 209
Fuente: Estimaciones del personal técnico del FMI. 1Estimado para el período 1982–2000.
los demás. Se realiza un ejercicio similar separando los seis países que han incumplido o están cerca de incumplir los límites del Pacto (añadiendo a Italia, Grecia y los Países Bajos). Estas regresiones se realizaron en un período de muestra ligera- mente más breve (1982–2000) a fin de captar el comportamiento previo al incumplimiento. En el cuadro 2.9 se confirma la conjetura de Jaeger y Schuknecht (2004) acerca de la aparente falta de anticiclicidad en los casos de auges y caídas de los precios de los activos. La variable ficticia corres- pondiente a los auges y caídas se construyó basán- dose en el cuadro 2 de Jaeger y Schuknecht (2004). En el cuadro 2.10 se estudia el impacto de la apertura comercial y la situación fiscal inicial sobre la ciclicidad por medio de las variables de interacción. Se observó que las interacciones entre estas y otras variables explicativas del modelo eran no significativas y reducían la pre- cisión de las estimaciones.
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REFERENCIAS
Cuadro 2.9. Comportamiento de las autoridades fiscales en la zona del euro: Análisis de panel, 1982–2003
(Variable dependiente: Saldo primario ajustado en función del ciclo en porcentaje del PIB potencial)
¿Auge o caída de los precios de los activos? _________________________ Prueba Referencia Sí No de Wald Persistencia 0,685 0,660 0,666 0,014 Error estándar 0,027 0,039 0,037 — Valor P 0,000 0,000 0,000 0,907 Estabilización de la producción –0,120 –0,016 –0,175 11,560 Error estándar 0,023 0,038 0,032 — Valor P 0,000 0,666 0,000 0,001 Estabilización de la deuda 0,029 0,038 0,032 5,925 Error estándar 0,004 0,005 0,005 — Valor P 0,000 0,000 0,000 0,015
Reacción ante las “brechas”
de la política monetaria –0,063 0,010 –0,084 6,045
Error estándar 0,018 0,032 0,023 —
Valor P 0,001 0,750 0,000 0,014
Número de observaciones 242 242
Fuente: Estimaciones del personal técnico del FMI.
Cuadro 2.10. Comportamiento de las autoridades fiscales en la zona del euro: Análisis de panel, 1982–2003
(Variable dependiente: Saldo primario ajustado en función del ciclo en porcentaje del PIB potencial)
Situación
Referencia fiscal Apertura
Persistencia 0,685 0,670 0,614 Error estándar 0,027 0,028 0,032 Valor P 0,000 0,000 0,000 Estabilización de la producción –0,120 –0,117 0,009 Error estándar 0,023 0,025 0,053 Valor P 0,000 0,000 0,863 Estabilización de la producción y apertura comercial — — –0,002 Error estándar — — 0,001 Valor P — — 0,006 Estabilización de la producción y situación fiscal1 — –0,026 — Error estándar — 0,013 — Valor P — 0,054 — Estabilización de la deuda 0,029 0,027 0,033 Error estándar 0,004 0,004 0,004 Valor P 0,000 0,000 0,000
Reacción ante las “brechas”
de la política monetaria –0,063 –0,077 –0,026
Error estándar 0,018 0,019 0,021
Valor P 0,001 0,000 0,227
Número de observaciones 242 242 242
Fuente: Estimaciones del personal técnico del FMI.
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