Causalidad entre producción y oferta monetaria en la economía mexicana

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1020123210

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CAUSALIDAD ENTRE PRODUCCIÓH Y OFERTA

MONETARIA EN LA ECONOMÍA MEXICANA

MANUEL S I L O S M A R T Í N E Z

(4)

m i

Ì D

. S V i t

F O N D O UNIVERSITARIO

CAUSALIDAD ENTRE PRODUCCION Y OFERTA MONETARIA EN LA ECONOMIA MEXICANA

Mamiti SUZoò WwtÁyizz

I . INTRODUCCION

Este trabajo presenta evidencia empírica sobre l a r e l a c i ó n "causal" entre la oferta monetaria y l a producción en la Economía Mexicana, basándose en s e r i e s h i s t ó r i c a s mexicanas y norteameri-canas para el período 1953-1978 y en el uso de l a s técnicas de Box y Jenkins para el tratamiento de esta clase de información. Los resultados son importantes, ya que permiten evaluar los modelos econométricos uniecuacionales existentes sobre la deter-minación de l o s cambios en l a producción y oferta monetaria en

la Economía Mexicana.

Aunque la relación entre producción y oferta monetaria ha sido considerada en v a r i o s estudios, no ha e x i s t i d o un acuerdo sobre la d i r e c c i ó n de causalidad que se supone entre estas dos v a r i a b l e s . Por un lado, en un intento para expl i car,, ilo^cambios en la actividad económica mexicana durante el período-1953--1973, bajo el supuesto implícito de que la causalidad ^ o r f e t j d ^ e las ofertas monetarias norteamericanas y mexicanas hac i ^ ^ p r o d u c -ción doméstica, Barro (1975) obtuvo dos r e s u l t a d o ^ ^ ^ f t a n t e s : " e x i s t e un efecto independiente sustancial del crecimiento mone-t a r i o (no anmone-ticipado) mexicano sobre la producción" y " e x i s mone-t e también un efecto importante del comportamiento monetario de los

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E s t a d o s Unidos s o b r e l a p r o d u c c i ó n m e x i c a n a " . P o r o t r o lado o t r o s e s t u d i o s ( B l e j e r , 1975; Gómez O l i v e r , 1977) que p r o p o r c i o n a n e v i d e n c i a s s o b r e l a s h i p ó t e s i s d e r i v a d a s del enfoque monetario a l a b a l a n z a de p a g o s , se b a s a r o n en el s u p u e s t o de que l a c a u s a l i d a d c o r r e de l a p r o d u c c i ó n h a c i a l a o f e r t a m o n e t a r i a domestica. C o n s i d e r a n d o ambos t i p o s de e s t u d i o s , es t e n t a d o r c o n c l u i r que l a r e l a c i ó n e n t r e l a o f e r t a monetaria y l a p r o d u c -c i ó n en M é x i -c o permita una -c a u s a l i d a d en ambos s e n t i d o s . E s t a h i p ó t e s i s es i m p o r t a n t e , ya que de s e r a c e p t a d a , r e v e l a r í a s e s g o s Por s i m u l t a n e i d a d " en l o s e s t u d i o s e x i s t e n t e s s o b r e e s t i m a c i o n e s de a demanda de d i n e r o y s o b r e l a d e t e r m i n a c i ó n de l o s cambios en l a p r o d u c c i ó n y o f e r t a m o n e t a r i a en l a economía mexicana.

Para e x p l o r a r la naturaleza de e s t o s sesgos es necesario emplear una d e f i n i c i ó n de causalidad e s t a d í s t i c a , en el presente trabajo se considera la de Granger. Esta definición nos permite probar estadísticamente la c l a s i f i c a c i ó n que en los modelos se hace de las variables como exógenas o endógenas. De acuerdo con

e l l a , una variable X j se dice que "causa" a otras variables X

s i , dados todos los valores pasados de X los valores pasados2

de X ayudan a predecir X,. Si x, no causa a X2 > se dice que X9

es exogeno" con respecto a Xj (Sargent, 1979). 2

En este estudio tomo como referencia el trabajo de Barro (1975) y formulo dos h i p ó t e s i s básicas para evaluar el modelo que emplea:

a) Cambios en l a o f e r t a m o n e t a r i a doméstica (M) " c a u s a n -cambios en l a p r o d u c c i ó n doméstica ( Y ) .

b) Cambios en l a o f e r t a m o n e t a r i a n o r t e a m e r i c a n a (USM) " c a u s a n " cambios en l a p r o d u c c i ó n d o m é s t i c a .

La evaluación puede contener dos partes. Primero, r e v i s a r la c l a s i f i c a c i ó n de Y como una variable endógena. Si las hipótesis a y b son rechazadas, la evidencia no soporta tal c l a s i f i c a c i ó n . En el caso de que se acepten, una segunda parte debe considerarse en la evaluación: r e v i s a r si existe retroalimentación (feedback) desde M y USM hacia Y. Si la retroalimentación está presente, se revela un problema de simultaneidad.

Como se muestra en la sección I I I , los cambios en las o f e r -tas monetarias de ambos p a í s e s pueden a f e c t a r la producción doméstica a través de la respuesta de la oferta de Y ante cambios en los precios. Por esa razón, el rechazo de las dos hipótesis es reforzado si se prueba y acepta una tercera hipótesis, la cual postule la independencia entre los procesos e s t o c á s t i c o s de la producción y precios. El procedimiento para probar h i p ó t e s i s se basa en el a n á l i s i s bivariado de dominio de tiempo. Los r e s u l -tados nos permiten c o n c l u i r que, en el caso de México, la causalidad corre de la producción doméstica a las o f e r t a s mone-t a r i a s de ambos países; por lo mone-tanmone-to, no es razonable inmone-terpremone-tar el modelo de rezagos d i s t r i b u i d o s u t i l i z a d o por Barro como una

relación causal. Es importante enfatizar que, dado el supuesto de que México es una pequeña economía y ésta es abierta, lo que

será sorprendente es el resultado "Y causa USM". Este será d i s -cutido en la sección IV.

(6)

I I . MODELO.

.. S e a d°P t a 6 1 m o d e l° d e Leiderman (1978) para la

determina-d o n simultánea determina-de los precios, la prodetermina-ducción y la balanza determina-de pagos en una pequeña economía abierta bajo un régimen de tipo de cambio f i j o , ya que éste permite la causalidad en ambas d i r e c -ciones de la que se hablaba en la sección anterior.

Se supone que existen t r e s unidades económicas ( f a m i l i a s domesticas, familias extranjeras y las autoridades domésticas integradas por el gobierno y el banco c e n t r a l ) , dos bienes

domésticos y extranjeros), t r e s a c t i v o s (bonos e x t r a n j e r o s , dinero domestico y dinero extranjero), completa especialización en la producción y movilidad perfecta de c a p i t a l e s . Asimismo, para concretar, Leiderman (1978. p. 50) supone que "tres mercados operan simultáneamente en esta economía: un mercado para bienes

domésticos ( y ) , u n m e r c a d o m o n e t a H o ^ ^ y ^ ^ ^

internacional, el cual considera las transacciones con bienes dinero y bonos extranjeros ( B ) " .

En este trabajo se concentra la atención en la d e t e n t a c i ó n de los precios (P) y producción de bienes domésticos. Los

pre-cios internos de los bienes extranjeros (P*) Se consideran como

ados e igual al producto de la tasa de cambio (e) y el precio

e s t o s b l e n e s expresados en moneda extranjera (P ).

El producto doméstico se obtiene a través de una función de producción homogénea de primer grado. Donde K es capital y L es

trabajo. J

(1) Y = f ( K , L)

Ya que la oferta de trabajo es afectada por el precio r e l a

-t i v o de los bienes domés-ticos (P/Pw) y por la riqueza doméstica

real (V/P), la oferta de bienes correspondiente está dada por la expresión (2) con l o s supuestos usuales sobre cada uno de los argumentos de la función,

(2) Y* = f (Pt/P^, Vt/ Pt, Kt) ; f i > 0 . f ¿ < 0 . f " > 0 .

Por el otro lado, la demanda de bienes domésticos (3) depende de las s i g u i e n t e s cinco v a r i a b l e s : el precio r e l a t i v o de los

bienes domésticos ( Pt/ P p . el gasto real del gobierno ( Gt/ Pt) ,

el stock real de capital ( Kt) y las riquezas reales doméstica

( Vt/ Pt) y extranjera (V*/P").

(3) Ydt - h ( Pt/ Pw t, Gt/ Pt, Kt, y Pt, v X >

h| < 0, h ¿ > 0 , hj < 0, h ¿ > 0 , h j > 0

(4) Y* = Yd

Considerando el e q u i l i b r i o en el mercado de bienes domés-t i c o s , puede observarse fácilmendomés-te que l a s oferdomés-tas monedomés-tarias doméstica y extranjera pueden afectar este mercado a través de cambios en las riquezas reales doméstica y extranjera, r e s p e c t i -vamente. En el caso de la última variable ( V ^ / P p , sus efectos

sobre la producción doméstica (Y) pueden ser inducidos por cambios en los precios r e l a t i v o s causados por cambios en la demanda por nuestras exportaciones. Por lo t a n t o , Y se convierte en una variable exógena con respecto al comportamiento de l a oferta monetaria extranjera si se supone que los parámetros estructurales h' Ó (y) f l son iguales a cero. En el otro caso, existen dos

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formas en las cuales cambios en vt/ Pt pueden inducir cambios en

V: el efecto riqueza sobre la oferta de trabajo y a través del incremento en precios r e l a t i v o s causado por el efecto riqueza sobre la demanda de bienes domésticos. Por lo tanto, s i f ' y f '

son iguales a cero, Y se convierte en exógeno con respecté a la2

oferta monetaria y a los precios domésticos.

No hay impuestos ni emisión de bonos en el modelo. Por lo tanto, como se muestra en ( 5 ) , las compras que hace el gobierno

de producto doméstico (Gt/Pt) y de reservas i n t e r n a c i o n a l e s

(Rt/Pt) son financiadas a través de expansión monetaria (M /P )

Una diferencia importante puede e x i s t i r entre estas dos fíentes de cambio en la base monetaria. En la ausencia de p o l í t i c a s de e s t e r i l i z a c i ó n , los cambios en el stock de reservas en moneda extranjera del banco central son usualmente determinadas endóge-namente en el sistema; s i n embargo, la emisión monetaria usada para f i n a n c i a r el gasto del gobierno, crédito doméstico (D ) , pueden ser exógenos con respecto al r e s t o de las variables del

sistema. La variable Dt puede ser considerada como exógena con

respecto a la producción y precios domésticos, cuando el gasto nominal del gobierno es la v a r i a b l e relevante de p o l í t i c a econó-mica y es exógena con respecto a las dos variables señaladas.

Dt es endógena cuando el gasto del gobierno está f i j o en términos

reales (Sargent y Wallace 1973, P. 4 0 5 ) , ya que movimientos en

precios implica cambios en la emisión monetaria del banco cen-t r a l ; o como una proporción del PNB, cuando movimiencen-tos en Y

implican cambios en Dt.

(5) Gt/Pt + ARt/Pt = ¿Mt/ Pt

A Rt = Rt+1 " *t

^ t = Mt + 1 - Mt

La demanda de dinero es especificada como una función de la tasa de interés nominal mundial ( i " ) , la producción doméstica

(Y ) y la riqueza doméstica r e a l , presentando l o s supuestos convencionales con respecto a estas v a r i a b l e s . Finalmente, otra c a r a c t e r í s t i c a contenida en el modelo es un e q u i l i b r i o en los mercados monetario e internacional. Esto s i g n i f i c a , por un lado, la igualdad entre la oferta y demanda de saldos monetarios reales, y , por el otro, que el exceso de oferta de moneda extranjera, la cual es absorbida por el banco c e n t r a l , debe ser igual a la suma de los excesos de demanda de bienes y bonos extranjeros.

(6) M *+ 1/ Pt = Mt/Pt + ARt/Pt + ADt/Pt

(7) Md t + 1/Pt - m«+1 ( I ? . Yt, Vt/ Pt)

C o n s i d e r a n d o c o n j u n t a m e n t e ambas c o n d i c i o n e s , es p o s i b l e

e x p r e s a r l a b a l a n z a de pagos como l a e x p r e s i ó n ( 9 ) .

(8) M t+l /Rt = Mt + 1/ Pt

(9) ARt = Pt mdt+1 - Mt - ADt

La ecuación ( 9 ) e x p r e s a un p o s t u l a d o fundamental del enfoque monetario a l a b a l a n z a de p a g o s ; i . e . , l a forma más d i r e c t a de a n a l i z a r l a b a l a n z a de pagos es c o n c e n t r á n d o s e s o b r e l a r e l a c i ó n

e n t r e l a demanda y l a o f e r t a de d i n e r o .

(8)

Una vez que las ecuaciones ( i ) . ( o j h s n

conjuntamente, es importan*« K ° c o n sA e r a d a s

— t :

-n e r a s t r i c c i o n e s sobre f y f „ S® r 6 q U l e r e i mP°"

supuesto de e q u i l i b r i o r L 2 a d l C 1 0 n a l m e n t e> e d i f i c a r el

y f ¿ son iguales a cero l a 'n U° rt" " ^ S l

convierte en e x ó g e l a l V e e " " " »

* « resto de, mundo. ste T " " ^

norteamericana será p„„cw , J ' 3 0 f e r t a c e t a r i a

« ; : r : r * -

u n

-

• • * • « .

I I I . RESULTADOS

* ~ ; r s , i : , r

, í n

-

»

« s t l e i . ' " * " > • " 1« produce!«,

producción doméstica; camb,os en la

" " ™ - — «

Por lo tanto, incluye los resultados de probar e s t a d í s t i c a -mente las mismas mediante el a n á l i s i s bivariado de dominio de tiempo.

Información.

El primer problema correspondió a la información. E x i s -tieron algunas d i f i c u l t a d e s en r e l a c i ó n al concepto de dinero y al requerimiento de s e r i e s de tiempo largas para la a p l i c a c i ó n de las técnicas de Box y Jenkins. Adoptando los resultados encontrados por Gómez O l i v e r (1976, 315), MI y M2 fueron c o n s i -derados como los conceptos relevantes de dinero y una prueba e s t a d í s t i c a fue realizada para d i s c e r n i r s i la d i r e c c i ó n de causalidad entre producción y dinero era independiente de la d e f i n i c i ó n de dinero (MI ó M2) empleada en el a n á l i s i s .

En lo que respecta a s e r i e s h i s t ó r i c a s l a r g a s , el problema fue más s e r i o , ya que la información sobre el PNB real de México es disponible únicamente en una base anual. Para resolver esto, u t i l i c é el Indice General de Producción I n d u s t r i a l como una aproximación para esta variable. Esta decisión puede ser c r i t i -cada, s i n embargo, en la ausencia de s e r i e s l a r g a s , la misma decisión ha sido tomada en e s t u d i o s s i m i l a r e s relacionados a otros países.

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Una vez que las ecuaciones ( i ) . ( o j h s n

conjuntamente, es importan*« K ° c o n sA e r a d a s

— t :

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supuesto de e q u i l i b r i o r L 2 a d l C 1 0 n a l m e n t e> e d i f i c a r el

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I I I . RESULTADOS

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producción doméstica; camb,os en la

" " ™ - — «

Por lo tanto, incluye los resultados de probar e s t a d í s t i c a -mente las mismas mediante el a n á l i s i s bivariado de dominio de tiempo.

Información.

El primer problema correspondió a la información. E x i s -tieron algunas d i f i c u l t a d e s en r e l a c i ó n al concepto de dinero y al requerimiento de s e r i e s de tiempo largas para la a p l i c a c i ó n de las técnicas de Box y Jenkins. Adoptando los resultados encontrados por Gómez O l i v e r (1976, 315), MI y M2 fueron c o n s i -derados como los conceptos relevantes de dinero y una prueba e s t a d í s t i c a fue realizada para d i s c e r n i r s i la d i r e c c i ó n de causalidad entre producción y dinero era independiente de la d e f i n i c i ó n de dinero (MI ó M2) empleada en el a n á l i s i s .

En lo que respecta a s e r i e s h i s t ó r i c a s l a r g a s , el problema fue más s e r i o , ya que la información sobre el PNB real de México es disponible únicamente en una base anual. Para resolver esto, u t i l i c é el Indice General de Producción I n d u s t r i a l como una aproximación para esta variable. Esta decisión puede ser c r i t i -cada, s i n embargo, en la ausencia de s e r i e s l a r g a s , la misma decisión ha sido tomada en e s t u d i o s s i m i l a r e s relacionados a otros países.

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Pruebas E s t a d í s t i c a s .

E 1 p n'm e r Paso para r e a l i z a r i , « „

causal i dad fu e l a i d e n t i f i c a d " e s t a d í s^ ' c a s de

™ * cada una d e ^ * « « - e « » de los modelos

información mostró q u e ,o s ' " " a n a , 1"s i s ^ ^ i a ! d e l a

de l a s v a r i a b l e s c ? ° ' U t° S d e l 0 S ' ^ " t m o s

entemente, las s e r ^ ^ »» e s t a c i o n a r i o s ,

estacionaridad. °n d l f e™ c i a d a s hasta alcanzar

- f o ^ c i l ^ ^ ^ l ^ r r 1 ^ P r 0 d ü C C l Ó n I n^ t r i a l , la

' " t ™ ( l -L« , p e r o el om 0n e n t r r t e 6 S t a C 1' °n a K ^

c o e f i c i e n t e s de a u t o c o r r e l a c ' n de " - t P < n d 0 " »

r i e n d o «» sobreajuste por e s t a l na V ™ « ™ s u g i

-d e l — e s t o c á s t i c o de 1 " ^ ^

( 0-0 9 « ) ( O ,9 4 1 ) ( 0,9 1 9 ) ( O_I O 2 3 )

( ul t) = 0.140211 E - 02

Q (10) = 12.7

Q (20) = 1 9 - 2

Q (30) = 41.0

se puede observar que el

^ o n a l adicional es s i n n i f T l ! " ^ ^ *S t e c o ~ n t e e s t a

-n , v e l d e confianza d e l - g s t . ' * < * « - un

11

Una vez que estos componentes fueron eliminados, de acuerdo a (10), Yt siguió un proceso e s t o c á s t i c o ARMA ( 2 , 6 ) . Lo adecuado

de este modelo fue revisado observando que l o s c o e f i c i e n t e s de autocorrelación del " r u i d o " se encontrasen dentro de un i n t e r v a l o del 95% c o n s t r u i d o alrededor de cero, l o " c u a l s i g n i f i c a que no d i f i e r e n s i g n i f i c a t i v a m e n t e de este v a l o r .

Estudiando la conducta de MI a t r a v é s del tiempo, el l o g a -ritmo natural de l a v a r i a b l e mostró que no era e s t a c i o n a r i a , y , una vez que se obtuvieron primeras d i f e r e n c i a s , l a presencia de estacional i dad fue obvia. Para e l i m i n a r l a , se a p l i c ó el f i l t r o

( 1 - L4) , pero continuó presentándose un c o e f i c i e n t e MA negativo

de cuarto orden, s u g i r i e n d o s o b r e a j u s t e . Como puede observarse en ( 1 1 ) , una vez que los f i l t r o s (1-L) y ( 1 - L4) fueron aplicados

a la información centrada (centered), M2 pareció s e g u i r un pro-ceso e s t o c á s t i c o ARMA ( 2 , 4 ) .

(11) ( 1 - L ) ( 1 - L4) ( 1 + 0 . 4 9 5 8 L + 0.2420L2) M2t = ( 1 - 0 . 6 7 2 2 L4) u2 t

(0.1023) (0.1030) (0.0941)

a2( u2 t) = 0.194665 E + 0 3 Q(10) = 6.0

Q(20) =13.9

Q (30) = 1 4 . 1

(11)

(12) ( 1 - L ) ( 1 . L4) ( 1+0 . 3 8 1 0 L3) ( 1 - 0 . 6 8 0 6 L4) ( 1 - 0 . 5 0 1 7 L6) MI = u

t 3 t

( 0 . 1 2 4 7 ) ( 0 . 1 0 5 9 ) ( 0 . 1 4 8 3 )

°2( u3 t) = 0.561353 E + 01 Q(10) = 11.7

Q(20) = 16.4

Q(30) = 21.5

El modelo ARMA ( 1 3 , 0 ) fu e encontrado adecuado, puesto que

l o s c o e f i c i e n t e s de a u t o c o r r e l a c i ó n de l o s r e s i d u a l e s d i f e r í a s i g n i f i c a t i v a m e n t e de c e r o a un n i v e l de c o n f i a n z a del 95% Fina mente los modelos ARMA ( 4 , 1 0 ) y ARMA (8,16) fueron estimados usando i n f o r m a c i ó n c e n t r a d a ( c e n t e r e d ) , d e s e s t a c i o n a l i z a d a , y s i n tendencia de l a o f e r t a monetaria norteamericana (USM) y de l o s p r e c i o s mexicanos, respectivamente.

En ambos c a s o s , se r e v i s ó l o adecuado de l o s modelos o b s e r

-vando que l o s c o e f i c i e n t e s Q, para l o s rezagos 10, 20 y 30, eran

s i g n i f i c a t i v a m e n t e menores que l o s v a l o r e s c r í t i c o s c o r r e s p o n

-d a ) ( l - L ) ( l - L4) ( l+0 . 5 6 9 0 L4) U S Mt= ( l - 0 . 1 9 4 7 L3- 0 . 3 4 0 8 L8 +0 . 2 3 7 6 L1 0) u

( 0 . 1 0 0 0 ) ( 0 . 0 9 4 9 ) ( 0 . 1 1 3 9 ) ( 0 . 0 9 9 0 )

( u4 t) = 0.168719 E - 03 Q(10) = 7 . 3

Q(20) = 15.9

Q(30) = 18.7

(14) ( 1 - L ) ( 1 - 0 . 4 5 8 0 L - 0.5205L2)(1+0.3772L6) Pt

( 0 . 0 9 3 3 ) ( 0 . 0 9 3 2 ) ( 0 . 1 0 5 3 )

= (1-0.7267L2 + 0.26331? + 0 . 3 3 0 9 L1 1 - 0.1037L1 6) ug t

( 0 . 0 7 9 3 ) ( 0 . 0 7 0 7 ) ( 0 . 0 6 2 8 ) ( 0 . 0 6 9 8 )

a2( u5 t) = 0.249703 E - 03 Q(10) = 5.00

Q(20) = 16.30

Q(30) = 22.40

ARMA ( 8 , 1 6 )

Una vez que l o s modelos ARIMA f u e r o n i d e n t i f i c a d o s y e s t i -mados para cada una de l a s v a r i a b l e s , s u s r e s i d u o s ( l o s c u a l e s eran aproximadamente r u i d o b l a n c o ) fueron usados para determinar s i l a s f u n c i o n e s g e n e r a d o r a s de c o v a r i a n z a ( C r o s s - C o v a r i a n c e g e n e r a t i n g f u n c t i o n ) eran u n i d i r e c c i o n a l e s o b i d i r e c c i o n a l e s en l o s poderes n e g a t i v o s de L .

(12)

significativamente diferente de cero, mientras que ningún R ( - K )

lo es. Y M

Considerando M2 como el concepto relevante de dinero en la economía mexicana, se observó que los únicos c o e f i c i e n t e s

RYM( k ) significativamente diferentes de cero, a un nivel de

con-fianza del 95%, eran Ry M( - 1 5 ) , Ry M( - 1 9 ) y Ry M( - 2 5 ) .

Computando el e s t a d í s t i c o de Haugh para determinar s i la función generadora de covarianza era u n i d i r e c c i o n a l , se obtuvie-ron los s i g u i e n t e s c o e f i c i e n t e s :

25

25 104 £

k=l RYM2 ( K ) = 8.2576

s;

25 104 I 25

k=l RYM2 ("K ) = ^ . 7 8 8 8

Puesto que el valor c r í t i c o para estas e s t a d í s t i c a s (a=0.05) es 36.41, la h i p ó t e s i s "M2 causa producción doméstica" fue re-chazada. La evidencia muestra que "Y causa M2" en el sentido definido por Granger.

Cuando MI es considerado como el concepto relevante de d i n e r o , l o s resultados son similares en el sentido de que algunos Ry M(~K) son s i g n i f i c a t i v a m e n t e diferentes de cero (a=0.05); s i n

embargo, cuando aplico el e s t a d í s t i c o de Haugh señalado con ante-r i o ante-r i d a d ,

1 0 2 0 1 2 3 2 1 0

15

25 Z k=l

S2 5 = 104 l Ry M 1 (K) = 10.2128

25 9

S ¿5 = 104 Z R^M 1 (-K) = 36.8576

k - 1

ninguna de l a s causalidades unidireccionales es i d e n t i f i c a d a a un nivel de confianza del 95%, aunque puede hacerse a un 90%.

Debido a que e s t u d i o s importantes (Gómez 01 i v e r , 1976; B l e j e r , 1977; etc.) sobre l o s aspectos monetarios de la economía mexicana establecen el supuesto de una pequeña economía a b i e r t a , el resultado más inesperado se obtuvo con la r e l a c i ó n entre USM y l a producción doméstica. Como puede observarse en el Cuadro I , columnas 5 y 6, l o s únicos coeficientes significativamente d i f e -rentes de cero fueron Ry U S M( 0 ) , Ry > U S M( -2) y ry ,U Sm ( "2 3^ ' E s t 0

implica el rechazo de l a segunda h i p ó t e s i s de este trabajo, la cual establece que "cambios en USM causan cambios en la produc-ción doméstica", en el sentido especificado por Granger.

Un comentario especial se requiere en esta c o n c l u s i ó n , ya

que un valor diferente de cero en el coeficiente Ry U S M( 0 ) puede

implicar c a u s a l i d a d instantánea de USM hacia Y, o v i c e v e r s a . Este comentario se refiere a que la dirección de causalidad puede ser deducida a p a r t i r del signo de dicho coeficiente.

(13)

p o s i t i v a entre las innovaciones en USM y y. P o r o t r o l a d o

o c s p o s i t i v o s exógenos en V incrementan la demanda de din

" " " ! P 0 S U 1 V° " 6 1 S t°C k d e — s

interna-cionales y una reducción en la oferta monetaria del resto del

un"coef ' 1 0 t a n t 0' ^ C 3 U S a l Í d a d * Y h a C Í a ^

un coeficiente de c o r r e l a c i ó n negativo entre estas varia les Como se puede observar en el Cuadro I , el coeficiente de corred

ación contemporánea R ( 0) e s negativo cuando USM se toma

como una variable aproximada a RWM.

tico I T 7U l t a d° S f U 6 r 0 n r e f°r Z a d 0 S a p l Í C á n d 0 S e e l « t a d f s -d f i H a U 9 h p a r a P ™ " « u n i d i r e c c i o n a l e s . L a h i p ó t e s i s "Y

causa USM.' fue aceptada ( . = 0 . 0 5 ) cuando se consideró L i a n t e

kY,USM<-2); ya que en este caso S¿ era mayor que el valor c r í t i c o

c o - s di e n t e > ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ j o del enfoque monetario fueron soportadas.

= 1 0 4 k | RY2,USM(-K) = 9-26

S2 = 1 0 4 R W - K > = 3 1 . 7 8

Finalmente, debido a que los efectos de USM sobre Y pueden er inducidos por un incremento en el precio r e l a t i v o de los bienes domésticos causado, en la medida que hl > 0, por un efecto riqueza sobre la demanda externa por nuestras exportaciones rec azo de la segunda hipótesis debe ser confirmada probando aceptando una hipótesis adirirmai- w

. _ M adicional, los procesos estocásticos de

la producción doméstica y los precios son independientes.

El Cuadro I I muestra que ninguno de los c o e f i c i e n t e s de

correlación entre l o s componentes ruido blanco de P^ y Yt son

significativamente diferentes de cero. Aún más, la aplicación de e s t a d í s t i c a s para pruebas unidireccionales y b i d i r e c c i o n a l e s confirma e s t e r e s u l t a d o . Por lo tanto, se acepta la tercer hipótesis de este trabajo.

IV. CONCLUSIONES

Este trabajo presenta evidencia empírica de que, en el caso de la Economía Mexicana, la causalidad corre desde la producción doméstica hacia l a s ofertas monetarias de México y Estados Uni-dos, basándose en s e r i e s h i s t ó r i c a s trimestrales para el período 19531-19781V. Una tercera h i p ó t e s i s , la cual sostiene que los procesos estocásticos de los precios y la producción doméstica son independientes, es probada y aceptada también, confirmando que "USM no causa a Y" en el contexto del c r i t e r i o de Granger.

Estos resultados pueden interpretarse como evidencia de l a ausen-cia de una respuesta en la oferta de Y ante cambios en precios r e l a t i v o s , o, alternativamente, que la información sobre el com-portamiento de la oferta monetaria se disemina en la economía con un rezago menor a un trimestre.

(14)

-p o s i t i v a entre las innovaciones en USM y y. P o r o t r o l a d o

o c s p o s i t i v o s exógenos en y incrementan la demanda de din

" " " ! P 0 S U 1 V° " 6 1 S t°C k d e — s

interna-cionales y una reducción en la oferta monetaria del resto del

mundo R W M ) Por lo tanto, la causalidad de y hacia RWM ! !

n coeficiente de c o r r e l a c i ó n negativo entre estas varia les Como se puede observar en el Cuadro I , el coeficiente de corred

ación contemporánea R ( 0) e s negativo cuando USM se toma

como una variable aproximada a RWM.

tico I T 7U l t a d° S f U 6 r 0 n r e f°r Z a d 0 S a p l Í C á n d 0 S e e l « t . d f « -d e H a U g h p a r a u n i d i r e c c i o n a l e s . L a h i p ó t e s i s "y

causa USM.' fue aceptada ( . = 0 . 0 5 ) cuando se consideró L i a n t e

y,USM(~2); ya que en este caso S¿ era mayor que el valor c r í t i c o

c o - s di e n t e > ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ j o

del enfoque monetario fueron soportadas.

= 1 0 4 k | RY , U S M("K ) = 9-26

S2 = 1 0 4 RY2,USM(-K) = 31.78

Finalmente, debido a que los efectos de USM sobre Y pueden er inducidos por un incremento en el precio r e l a t i v o de los bienes domésticos causado, en la medida que hl > 0, por un efecto riqueza sobre la demanda externa por nuestras exportaciones rec azo de la segunda hipótesis debe ser c o n f i a d a probando

aceptando una hipótesis a d i r i n n a i - w

. _ M a a i c i o n a l . los procesos estocásticos de

la producción doméstica y los precios son independientes.

El Cuadro I I muestra que ninguno de los c o e f i c i e n t e s de

correlación entre l o s componentes ruido blanco de P^ y Yt son

significativamente diferentes de cero. Aún más, la aplicación de e s t a d í s t i c a s para pruebas unidireccionales y b i d i r e c c i o n a l e s confirma e s t e r e s u l t a d o . Por lo tanto, se acepta la tercer hipótesis de este trabajo.

IV. CONCLUSIONES

Este trabajo presenta evidencia empírica de que, en el caso de la Economía Mexicana, la causalidad corre desde la producción doméstica hacia l a s ofertas monetarias de México y Estados Uni-dos, basándose en s e r i e s h i s t ó r i c a s trimestrales para el período 19531-19781V. Una tercera h i p ó t e s i s , la cual sostiene que los procesos estocásticos de los precios y la producción doméstica son independientes, es probada y aceptada también, confirmando que "USM no causa a Y" en el contexto del c r i t e r i o de Granger.

Estos resultados pueden interpretarse como evidencia de l a ausen-cia de una respuesta en la oferta de Y ante cambios en precios r e l a t i v o s , o, alternativamente, que la información sobre el com-portamiento de la oferta monetaria se disemina en la economía con un rezago menor a un trimestre.

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-pretar el modelo de rezagos d i s t r i b u i d o s empleado por Barro como una relación causal. Por lo tanto, se rechaza la interpretación que hace Barro de ese modelo. Los l e c t o r e s deben observar que las pruebas e s t a d í s t i c a s presentadas en este trabajo no detectan relaciones de causalidad que se presenten dentro de un trimestre.

Es importante enfatizar que el trabajo reporta evidencia de causalidad, que corre de producción doméstica hacia la oferta monetaria norteamericana. Dado el supuesto de pequeña economía abierta que comúnmente se hace, este resultado es inesperado.

Sin embargo, tiene consistencia con las proposiciones del enfoque monetario a la balanza de pagos, una de las cuales esta-blece que un incremento en la producción doméstica afecta la cantidad demandada de s a l d o s monetarios r e a l e s , creando un i n f l u j o de reservas y afectando la oferta monetaria del resto del mundo. Para e v i t a r sesgos por simultaneidad, este resultado sugiere revisar los modelos econométricos sobre la economía mexi-cana que se encuentran basados en el supuesto de país pequeño.

Existen dos comentarios importantes sobre los resultados de este trabajo. Primero, agentes racionales no consideran i n f o r -mación sobre la oferta monetaria para formar sus expectativas sobre la conducta de la producción doméstica. Segundo, puesto que la producción no muestra una respuesta consistente ante los cambios en la oferta monetaria, una implicación importante de p o l í t i c a económica podría ser: " l a p o l í t i c a monetaria doméstica no tiene efectos de corto ni de largo plazo sobre la producción domestica", i . e . , los componentes no anticipados de la oferta monetaria doméstica no afectan la producción mexicana. Sin embargo, considerando que la i n f o m a c i ó n sobre oferta monetaria y sobre el índice nacional de precios al consumidor ha sido

proporcionada por el Banco de México con un rezago menor a un trimestre, excepto inmediatamente después de 1976, y adoptando un modelo de expectativas r a c i o n a l e s , la conclusión es muy arriesgada, ya que el componente inesperado de la oferta mone-t a r i a no e x i s mone-t i r í a y por lo mone-tanmone-to la producción domésmone-tica no

reaccionaría ante los cambios en la oferta monetaria.

(16)

Cuadro I

CORRELOGRAMA CRUZADO ENTRE LOS RESIDUOS ARIMA DE Y Y LOS DE Ml, M2 y USM

REZAGOS CORRELOGRAMA CRUZADO Y/M2* M2/Y* Y/Ml* Ml/Y* Y/USM*

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9

10

11

12 13 14 15 16 17

18

19 20 21 22 23 24 25 -0.10 -0.10 0.09 -0.07 0.10 0.02 0.01 0.14 - 0 . 0 1 0.00

- 0 . 1 2

I - 0 . 0 6 0.00 0.02 0.02 -0.04 0.05 0.03 0.04 0.01 0.01 ! 0.00 I 0.02 0.01 0.01 0.00 -0.10 0.07 0.15 0.04 I -0.10 0.09 -0.09 -0.09 -0.07 -0.04 -0.06 0.08

- 0 . 1 2

-0.11 -0.07

0.23**

1 0 . 1 6

' - 0 . 1 8 0.21 - 0 . 3 9 * *

0.09

0 . 1 2

-0.03 -0.07 -0.09 0.25** 0.11 -0.09 0.14 0.10 0.07 -0.03 0.00 0.14 0.02 -0.03 0.00 0 . 0 0 -0.06 0.04 -0.07 0 . 0 0 0.01

- 0 . 0 8

0 . 0 0 -0.05 0.06 - 0 . 0 1 0.07 0.05 0 . 0 0 0.06

0.11 - 0 . 0 6

0.01 -0.04

- 0 . 1 0

0.07 - 0 . 2 3 * *

0.02

-0.17 - 0 . 0 6 0.03 -0.03

0 . 2 6 * * 0 . 0 0 -0.05 -0.04 -0.11 - 0 . 0 2

0.08

- 0 . 0 2

0.14 0.05 -0.17 -0.19 0.03 0 . 2 6 * *

-0.24 0.07 0.07

0 . 1 2

0.01 0.11 0.04 -0.01

0 . 1 6

-0.05

- 0 . 0 2

0 . 1 0

0.04 - 0 . 1 1

- 0 . 1 6

- 0 . 1 2

- 0 . 0 6

0 . 0 0 0.13 - 0 . 0 1 0.05 0.02 -0.09

- 0 . 0 6

- 0 . 0 6

0.08

* VARIABLE REZAGADA.

* * SIGNIFICATIVAMENTE DIFERENTE DE A UN NIVEL DE CONFIANZA DEL95%. CERO

Cuadro I I

CORRELOGRAMA CRUZADO ENTRE LOS RESIDUOS ARIMA DE P y Y

CORRELOGRAMA CRUZADO

REZAGOS Y/P* P/Y*

0 - 0.17 - 0 . 1 7

1 0.03 - 0.08

2 0.00 0.10

3 0.04 0.07

4 - 0.07 0.07

5 - 0.18 0.07

6 - 0.08 0.11

7 - 0.04 - 0.08

8 0.05 0.05

9 0.13 - 0.02

10 - 0.07 0.01

11 0.05 - 0.07

12 - 0 . 1 7 0.10

13 0.01 0.06

14 0.03 - 0.04

15 0.01 - 0.04

16 0.14 - 0.04

17 0.01 0.08

18 0.03 - 0.03

19 - 0.01 - 0.05

20 - 0.13 - 0.03

21 0.03 0.05

22 0.04 - 0.03

23 - 0.03 - 0.13

24 - 0.08 - 0.12

25 - 0.08 f) 17

25 - 0.08

(17)

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(18)

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