Para la estimación de cada uno de los modelos (monetarista, balance de portafolio y keynesiano) se tiene un sistema formado por la ecuación (6) junto con cualquiera de las ecuaciones (3), (4) ó (5) dependiendo del caso. Dicha estimación se realizará mediante mínimos cuadrados en dos etapas, debido a dos razones: una de ellas es que existen variables explicativas en las ecuaciones (3), (4) y (5) que son endógenas en el modelo general; y la otra razón es que no se tiene una especificación precisa de la función de reacción monetaria. Por lo tanto, para
evitar problemas de inconsistencia, se utiliza el método de mínimos cuadrados en dos etapas.
En los modelos monetarista y balance de portafolio se usaron como variables instrumentales4 las variables
exógenas dentro del modelo general, es decir
Δi*, Δθ,
i
-1, Ag, Ag
-1, Y*, Y*
-1, r
s, r
s –1, π
e, π
e–1
, P*, P*
-1, K
of.
En el modelo keynesiano, se utilizaron estas variables como instrumentos de sí mismas y además, se utilizó elΔ
AIN(-1) como instrumento deΔ
AIN. En el anexo se muestra que todos los modelos debiesen incluir la variableΔ
W; sin embargo, esta variable se va a excluir de las estimaciones ya que no se tiene una medida de esta variable; además, dado que esta variable se mantiene constante en el corto plazo, su exclusión no afectará los resultados.Entre los tres modelos se va a escoger aquél que tenga el menor error estándar de regresión (SE of Regression). Según este criterio, el modelo óptimo es el modelo de balance de portafolio, el cual tiene un error estándar de 236.6, comparado con 251.8 y 264.4 de los modelos monetarista y keynesiano, respectivamente. De manera que los análisis se realizarán con base en el modelo de balance de portafolio. Los resultados para dicho modelo fueron los siguientes:
Modelo de Balance de Portafolio
Variable dependiente: ∆RIN
Variable Coeficiente Error Estándar t Valor P
Constante 523.691 258.010 2.030 0.054 R2 ajustado 0.826 ∆ AIN - 0.912 0.102 -8.980 0.000 SE of Regression 236.633 Cuenta Corriente 0.238 0.117 2.038 0.053 DW 2.650 Y 16.607 5.507 3.015 0.006 ∆ ∆ P 1.089 12.010 0.091 0.929 ∆i* - 62.714 87.872 - 0.714 0.482 Ho: b1= -1 ∆ θ -322.533 204.094 - 1.580 0.127 Valor P de F 0.396 Kof 0.193 0.103 1.883 0.072 Valor P de X2 0.387 SEAS(1)5 -208.129 67.629 - 3.078 0.005
4 : Variable instrumental es una variable que está altamente correlacionada con el
regresor (variable endógena) y no está correlacionada con el término de error.
5 : Según las estimaciones, entre las dummys que intentaban captar la
estacionalidad presente en cada trimestre, solo la dummy para el primer trimestre resultó ser significativa. Esta dummy está representada por SEAS(1).
Boletín trimestral, julio - septiembre 2004 Estimación del coeficiente de compensación en Nicaragua
Como se observa en el cuadro mostrado anteriormente, el Coeficiente de Compensación estimado es –0.912 y no es estadísticamente distinto de –1. De hecho, la aplicación del test de Wald para la Hipótesis de que el coeficiente asociado a ∆ AIN es igual a -1, arroja valores “p” altos para los estadísticos F y Chi- Cuadrado (0.396 y 0.387, respectivamente). Esto indica que la muestra 1995-III:2003-IV no permite rechazar la hipótesis nula de que el coeficiente de compensación es –1, para los niveles de significancia tradicionalmente usados (1%, 5% y 10%).
Conclusiones
Un resultado de este trabajo es que no se pudo rechazar la hipótesis de que el coeficiente de compensación es igual a –1. De manera que cualquier aumento no deseado de la base monetaria ocasionada por un aumento del activo interno neto, genera una disminución de igual magnitud de las reservas internacionales netas en un trimestre. Según esto, la implicación de política económica que se puede deducir es que el Banco Central no puede tener una política monetaria independiente, es decir que no puede controlar la base monetaria vía movimientos en el activo interno neto, porque ella está determinada por las decisiones de ahorro y portafolio de los individuos.
Sin embargo, el resultado anterior debe tomarse con cautela. Por un lado, a pesar de que no se rechaza la hipótesis nula de que el coeficiente de compensación
es –1, no se rechazan las hipótesis de que el coeficiente de compensación sea –0.9 ó –0.8; lo anterior nos indica que tampoco se puede rechazar la posibilidad de afectar la base monetaria en un trimestre por medio de cambios en el activo interno neto. Por otro lado, se debe tomar en cuenta que países como Hong Kong y Singapore, en los cuales existe una extrema movilidad de capitales, tienen la tasa de interés del mercado monetario como objetivo operacional o como indicador suplementario; es decir se tiene en cierto grado una política monetaria independiente en esos países. Ahora bien, en Nicaragua no existe el grado de movilidad de capitales como el que se presenta en los países mencionados anteriormente, de manera que no es tan utópico pensar que se podría tener en cierta medida una política monetaria independiente.
El tema de la existencia de una política monetaria independiente en Nicaragua está sin desarrollar. Este documento, es un primer paso hacia el desarrollo de dicho tema, ya que se intentó proporcionar evidencia de si el Banco Central de Nicaragua puede o no afectar la base monetaria, lo cual es clave para tener política monetaria activa. Sin embargo, para el futuro queda investigar el funcionamiento del mercado monetario, las decisiones de portafolio de los bancos privados en Nicaragua y la estructura oligopólica del sistema bancario nicaragüense, lo cual ayudará a especificar de mejor manera el efecto de cambios en el activo interno neto sobre las reservas internacionales. Obviamente, una mejor especificación puede reducir la varianza de las estimaciones, o reducir el sesgo (si es que existe) y por lo tanto permite hacer mejores inferencias en cuanto al verdadero valor del coeficiente de compensación en Nicaragua.
Boletín trimestral, julio - septiembre 2004 Estimación del coeficiente de compensación en Nicaragua