Balance estructural fiscal en México

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(1)CENTRO DE INVESTIGACIÓN Y DOCENCIA ECONÓMICAS, A.C.. BALANCE ESTRUCTURAL FISCAL EN MÉXICO. TESINA QUE PARA OBTENER EL TÍTULO DE LICENCIADA EN ECONOMÍA PRESENTA. KARLA ELIZABETH GONZÁLEZ SAINZ. DIRECTOR DE LA TESINA: DR. ALEJANDRO VILLAGÓMEZ AMEZCUA MÉXICO, D.F., AGOSTO 2014. 1.

(2) AGRADECIMIENTOS Agradezco infinitamente al Dr. Alejandro Villagómez no solo por dirigir esta tesina, sino también por haberme apoyado en numerosas ocasiones, desde el inicio de mi carrera en el CIDE hasta su conclusión. La elaboración de este trabajo no habría sido posible sin la participación del Dr. Daniel Ventosa, a quien agradezco mucho por haberme ayudado con los detalles técnicos y con el estilo de esta tesina, y también por haber sido mi maestro durante semestres decisivos en la carrera. Agradezco también al Dr. Alejandro López-Feldman por guiarme en la presentación del examen profesional ( también por haberla escuchado miles de veces durante el Seminario de Titulación). Agradezco mucho a Laura y a Carlos por haber soportado mi bipolaridad(o multipolaridad) en momentos de estrés y por alentarme durante toda mi carrera y vida. Sin ustedes no estaría donde estoy ahora. Los quiero mucho y aprovecharé para escribir que son los mejores del mundo ( sí , al fin tendrán la evidencia escrita y pública de que dije esto) . A Pepelú, porque entre broma y broma lo pediste toda la carrera. Gracias por tu amistad y apoyo desde el principio de los tiempos cideítas hasta ahora. A Andrés por todo su apoyo y cariño. A todos mis compañeros por hacer de mi estancia en el CIDE una experiencia enriquecedora y divertida. Agradezco a todos los profesores del CIDE que alguna vez me dieron clase y que recordaré con mucho cariño, particularmente Alejandro V, Alejandro L.F., Daniel,Gustavo, Susan, Arturo, Fausto, Julio, Eva, Luz Marina, Alexander, Sonia y Luciana de la División de Economía, Clara y Zucato de la división de Historia, Joy de Estudios Políticos y Érika de Relaciones Internacionales.. 2.

(3) CONTENIDO. 1.Introducción .................................................................................................................... 3 2.Revisión de literatura ....................................................................................................... 5 3.1 Elasticidad producto de los ingresos fiscales no petroleros ............................................ 9 3.1.1 .El producto potencial ............................................................................................ 9 3.1.2. Elasticidades Producto de los ingresos presupuestarios ...................................... 15 3.2 Elasticidad de los ingresos fiscales petroleros respecto al precio del petróleo ............ 27 3.2.1 La dependencia petrolera de las finanzas públicas ............................................... 27 3.2.2 La elasticidad precio de los ingresos petroleros ................................................... 28 3.2.3El ciclo del precio del petróleo .............................................................................. 33 3.Metodología .................................................................................................................... 9 4.Resultados ..................................................................................................................... 38 5.Conclusión .................................................................................................................... 42 BIBLIOGRAFÍA.............................................................................................................. 44. 3.

(4) 1.Introducción El balance estructural fiscal es el cálculo de los ingresos fiscales ajustados por el ciclo económico. Si se usa como indicador, detecta cuál es la política fiscal discrecional que se tomó en algún periodo. Si se usa como regla, el balance estructural fiscal limita el presupuesto estructural ajustándolo a cierto porcentaje del PIB dependiendo del ciclo económico, por lo que funciona como estabilizador automático de la economía. Como brinda flexibilidad para reaccionar a los ciclos económicos y permite cumplir con la restricción presupuestal intertemporal del gobierno, el Congreso aprobó la regla de mantener un balance estructural fiscal en déficit de 2% del PIB a finales de 2013. Esto es relevante porque hay distintas metodologías para calcular en qué medida el ciclo económico afecta los ingresos fiscales y qué tanto las finanzas públicas deben cambiar para mantener la solvencia de largo plazo. Esto representa un problema, ya que puede ser una fuente de discrecionalidad por parte de las autoridades, que podrían manipular el cálculo del balance para aumentar el monto disponible para gastar durante el periodo de gobierno. El objetivo de este trabajo es calcular el balance estructural fiscal mediante técnicas econométricas de series de tiempo y simular cómo sería el balance si se hubiera implementado una regla de balance estructural en déficit cero a partir de 1993. Esto contribuye a esclarecer el funcionamiento de la regla de balance ya que, aunque se trata de una regla simple de ingresos y egresos fiscales corregida por el ciclo económico,. 4.

(5) sigue faltando información pública sobre cómo construyeron la regla aprobada por el Congreso en 2013. Para poder construir la regla, se tomarán en cuenta los problemas metodológicos a los que previos autores se han enfrentado, principalmente en el cálculo de las elasticidades de los ingresos no petroleros respecto al producto potencial y en cómo capturar la volatilidad proveniente del precio del petróleo sobre los ingresos fiscales petroleros. Este último punto es relevante, ya que los ingresos fiscales petroleros representan alrededor de 30% de los ingresos totales. La tesis se organiza en cuatro secciones. En la primera parte se discutirán las definiciones de balance estructural y las fuentes de volatilidad de los ingresos fiscales mexicanos mencionadas en artículos y documentos de trabajo existentes. La segunda parte contiene el cálculo de las elasticidades de los ingresos fiscales no petroleros de acuerdo con la metodología que se consideró más adecuada para el caso de México, tanto para el cálculo del producto potencial, como para el modelo que captura las elasticidades y el componente cíclico. La tercera parte incluye la estimación de la elasticidad de los ingresos petroleros respecto al precio del petróleo y la captura del componente cíclico de estos. Finalmente, la cuarta sección incluye el cálculo del balance estructural y la simulación del balance implícito fiscal si se hubiera seguido una regla de balance estructural fiscal centrada en cero.. 5.

(6) 2.Revisión de literatura En esta sección se define el concepto de balance estructural fiscal de acuerdo con los principales artículos publicados y documentos de trabajo que han propuesto esta regla sin entrar en detalles metodológicos. Después se explica la diferencia entre la regla propuesta en este trabajo y la regla de balance fiscal antes de la aprobación del Congreso. Finalmente se discuten las principales fuentes de volatilidad de los ingresos fiscales mexicanos. Las definiciones de balance estructural fiscal son variadas. Para el caso de Marcel (2001), que se refiere a Chile (uno de los países pioneros en implementar esta regla fiscal) el balance estructural se define como el balance presupuestario que hubiera existido en el Gobierno Central si la economía se hubiera ubicado en su trayectoria de mediano plazo sin los factores coyunturales que inciden en las finanzas públicas. Una definición más sencilla para entender a qué se refiere Marcel es la de Pizzolon y Rasteletti (2013), que explican que se trata del equilibrio fiscal obtenido una vez que los componentes temporales se eliminan. De hecho, para Budnevich (2002), es el balance observado sin el balance cíclico y, de una manera más detallada, Pastor y Villagomez (2007) lo definen como el balance público ajustado por el ciclo económico medido como la razón entre el producto potencial y el producto observado. Cabe destacar que todas estas definiciones coinciden en que se trata de un balance fiscal ajustado por el ciclo económico. Antes de explicar con más detalle la propuesta de este trabajo, es necesario describir el contexto en el que se estaría implementando, comenzando con que el balance estructural es una regla fiscal opuesta a la regla anterior: mientras que el 6.

(7) balance estructural es contracíclico, la otra regla tiene un comportamiento procíclico (Esquivel, 2009; Ter-Minassian, 2010) lo que genera volatilidad macroeconómica (Gavin y Perotti, 1996), misma que resulta indeseable para la sustentabilidad de las finanzas públicas (Burnside y Meshcheryakova, 2005). Un aspecto importante de la política fiscal mexicana es. que no hay. estabilizadores automáticos. Estos mitigan las fluctuaciones del producto sin que el gobierno tenga que reaccionar explícitamente para evitar alteraciones grandes ante un choque exógeno. De acuerdo con Tam y Kirkham (2001), la ventaja principal de un estabilizador automático es que evita rezagos burocráticos e institucionales que surgen entre la decisión de implementar la política específica y el tiempo que tarda en tener efecto. Por lo tanto, una regla de balance estructural fiscal podría contrarrestar rápidamente los efectos del ciclo económico, antes de que se generen desequilibrios contraproducentes para la economía y se transmitan a las finanzas públicas. Como en este trabajo se busca separar los componentes cíclicos de la parte estructural de los ingresos del gobierno, la volatilidad macroeconómica es un elemento importante a considerar para tener una especificación correcta de la regla de balance estructural. De acuerdo con Esquivel y Peralta (2013), el primer determinante de la volatilidad es el ciclo económico ya que los ingresos fiscales dependen de la actividad económica del país. El segundo determinante de volatilidad es el ciclo del precio petróleo, y es relevante en este trabajo porque la tercera parte de los ingresos fiscales provienen del sector petrolero. De hecho, Pastor y Villagómez (2007) mencionan que es fundamental resolver este problema para estimar el balance estructural. Para el caso de Chile, la regla de balance estructural incluye la volatilidad del precio del cobre, ya 7.

(8) que este mineral representa una fuente de ingresos fiscales importante. Por lo tanto, en este trabajo se incluye la volatilidad del ciclo económico y del precio del petróleo sobre los ingresos fiscales. Hay dos grandes categorías metodológicas para calcular el balance estructural: los métodos agregados y los desagregados. Por una parte, los métodos agregados ajustan los ingresos generales y el gasto primario para producir una estimación del balance primario estructural. Por otra parte, los métodos desagregados corrigen los elementos de gasto e ingreso uno a uno y después los agregan para producir una estimación del balance primario estructural. Los métodos desagregados son capaces de tomar cuenta de los cambios en la composición de los ingresos y los gastos, mientras que los métodos agregados corrigen las cifras fiscales por lo que son más adecuados para manejar los desequilibrios macroeconómicos (Pizzolon y Rasteletti 2013). De acuerdo con Bornhorst et al. ( 2011) no hay una sola manera de ajustar las balanzas fiscales ante el ciclo económico, pero el ajuste adecuado debe tener en cuenta el objetivo del análisis, la disponibilidad de datos, el régimen fiscal y la estructura económica. Para el caso de México, como no hay componentes cíclicos del gasto fiscal, se utilizará un método agregado, restando el componente cíclico de ingresos fiscales petroleros y no petroleros al balance presupuestal. A continuación se calculará el balance estructural fiscal. Primero se calculará el componente cíclico del PIB y las elasticidades de los ingresos no petroleros respecto a este. Después se calculará la elasticidad de los ingresos petroleros respecto al precio del petróleo para calcular su componente cíclico. Finalmente se calculará el balance estructural y se hará una simulación de regla fiscal. 8.

(9) 3.Metodología 3.1 Elasticidad producto de los ingresos fiscales no petroleros 3.1.1 .El producto potencial Una de las discusiones centrales al estudiar el cálculo del balance estructural y la brecha de producto es la estimación del producto potencial. El producto potencial es la tendencia de la serie del PIB real observado que hay que calcular y que se define como el máximo producto que puede alcanzar un país, dadas las dotaciones existentes de factores de producción. El producto observado es la serie original del PIB real y representa el nivel de producto alcanzado por una economía en un tiempo determinado. Intuitivamente, si el producto observado es menor que el potencial, se está produciendo menos de lo que se alcanzaría si los factores disponibles fueran utilizados a un ritmo normal. Si el producto observado es mayor que el producto potencial, es probable que algunos factores estén trabajando a un ritmo superior al normal. Aunque a simple vista podría pensarse que esta es una situación idónea, el crecimiento del producto no podrá sostenerse por mucho tiempo, ya que el uso de cualquier recurso a un ritmo mayor que el normal tiene consecuencias negativas debido al agotamiento o desgaste de los recurso o a las presión del aumento de los costos y de los precios de los productos. Por lo tanto, el PIB que observamos en los datos presenta un comportamiento cíclico centrado en el producto potencial. A la diferencia entre producto potencial y producto observado se le conoce como brecha de producto. La situación ideal es que no se generen grandes diferencias entre el producto observado y el potencial, y que en caso de diferencias estas se corrijan. 9.

(10) con rapidez. Es en este sentido que el conocimiento del producto potencial y la brecha de producto son fundamentales para el diseño de la política macroeconómica. Hay dos grupos de metodologías para estimar el producto potencial. El primer grupo se caracteriza por la utilización de métodos estadísticos para separar la tendencia de las series de tiempo en componentes permanentes y cíclicos y el segundo grupo estima las relaciones estructurales basándose en la teoría económica. En la primera categoría destacan el filtro Hodrick-Prescott, la transformación Beveridge-Nelson y los métodos de componentes inobservables. La segunda categoría incluye al VAR estructural, a la función de producción –que usa la OCDE y la unión Europea-, y a los sistemas multivariados. La metodología de la OCDE utiliza el método de la descomposición de capital de Solow con el método de inventario perpetuo, horas trabajadas y productividad multifactorial. El PIB potencial se construye como la producción contrafactual que surge de la utilización total del capital, la tasa de desempleo igualada con la NAIRU y la productividad multifactorial dada por su tendencia de largo plazo (Daude et al.,2010) . Asimismo, la Comisión Europea Utiliza un modelo estructural. En cambio, la metodología del FMI se ajusta a las condiciones de cada país, por lo que puede ser estructural o mediante series de tiempo. La discusión para el caso de México radica en que no hay suficientes datos para poder calcular el producto potencial utilizando las relaciones estructurales y también en que los supuestos que se tienen que hacer al construir ciertas variables (Antón, 2010), como el stock de capital, son muy fuertes y hay más riesgo de equivocarse. Esta discusión metodológica no se limita al caso de México pues actualmente la Unión 10.

(11) Europea está recibiendo diversas críticas debido a la utilización de un modelo estructural para calcular el PIB potencial y las posibles implicaciones erróneas en el cálculo de su balance estructural como resultado de esta elección. Entonces, a pesar de la variedad metodológica, en este trabajo se utilizará el filtro HP por la falta de datos para estimar el producto potencial con métodos estructurales y porque se emplea regularmente en los ejercicios empíricos debido a que es fácilmente replicable. Además, el filtro aísla los componentes relacionados con movimientos de largo plazo o tendencia y su uso es extendido en la literatura sobre ciclos económicos, por lo tanto, es congruente con el objetivo primordial de este trabajo que es separar los componentes cíclicos de los ingresos fiscales respecto al PIB 1. El filtro de HP descompone la serie de tiempo observada (𝑌𝑡 ) en la suma de dos elementos no observables. Uno de ellos es el componente permanente ( 𝑌𝑡 ∗ ), que representa el comportamiento potencial de la serie y el otro es un componente transitorio asociado con el ciclo económico (𝑌𝑡 𝑐 ). De esta descomposición surge la siguiente ecuación. 1. Es importante conocer las limitaciones de esta metodología. Una de las críticas que recibe el filtro HP es que supone que los componentes permanente y cíclico son perfectamente ortogonales (Singleton, 1988). Otro inconveniente es que en la teoría económica no existen elementos estándar para determinar el valor apropiado del parámetro λ, ya que éste representa la razón entre las varianzas del componente irregular y del permanente y dependerá de la serie. En general, el parámetro se elige en función de la frecuencia de los datos de la serie de tiempo. La limitación más criticada es el “problema al final de la muestra” que consiste en que el filtro se vuelve muy inestable en los extremos de la muestra, ya que en esos puntos no es capaz de distinguir con claridad la persistencia que tendrán las perturbaciones que afectan el PIB, (King y Rebelo 1993; Guay y St-Amant, 1996). Un supuesto fuerte utilizado en el filtro es que la serie sea de orden I(2), de no ser así, existe la posibilidad de que el filtro genere cambios en las tasas de crecimiento aún si no existen en los datos.. 11.

(12) 𝑌𝑡 = 𝑌𝑡 ∗ + 𝑌𝑡 𝑐 La diferencia entre el producto potencial y la serie observada es la brecha del producto y el componente cíclico es la diferencia entre la serie observada y su nivel potencial 𝑌𝑡 𝑐 = 𝑌𝑡 − 𝑌𝑡 ∗ Con el filtro HP, se busca minimizar la varianza del componente cíclico y se castigan los cambios que sufra la pendiente de la tendencia. Así, la función objetivo a minimizar es : 𝑟. 𝑇−1. ∗ ∗ ∑(𝑌𝑡 − 𝑌𝑡 ∗ )2 + 𝜆 ∑ [(𝑌𝑡+1 − 𝑌𝑡∗ ) − (𝑌𝑡∗ − 𝑌𝑡−1 )] 2 𝑡=1. 𝑡=2. Con 𝑌𝑡 que es el valor real del PIB observado ajustado por estacionalidad y 𝑌𝑡 ∗ , que es el producto potencial. El primer término de la ecuación anterior mide la bondad del ajuste y el segundo el grado de suavización. El parámetro λ penaliza las variaciones de segundo orden que tenga el componente permanente y distintos valores de este parámetro cambian la suavidad de la tendencia. Así, este parámetro captura la importancia relativa de los choques agregados. A mayor λ, la serie es más suave .Si λ → ∞, el componente permanente converge a una tendencia lineal y la tasa de crecimiento potencial de la economía se vuelve constante en el tiempo. Si λ → 0 se suprime el comportamiento cíclico por lo que el producto potencial resultante replica exactamente el comportamiento del PIB observado 2.. 2 Para el caso de México se utiliza λ=1600, al igual que Esquivel y Peralta porque existe un consenso implícito para los datos trimestrales, propuesto originalmente por Hodrick y Prescott (Maravall y Ana del Río, 2001). En la figura 1 se muestra el producto potencial en el periodo de estudio, entre 1993 y 2013, calculado con un filtro HP utilizando el parámetro λ=1600 utilizando la serie de PIB real a precios de 20082.. 12.

(13) 14000000. millones de pesos. 13000000 12000000 11000000 10000000 9000000 8000000. 1993/01 1993/04 1994/03 1995/02 1996/01 1996/04 1997/03 1998/02 1999/01 1999/04 2000/03 2001/02 2002/01 2002/04 2003/03 2004/02 2005/01 2005/04 2006/03 2007/02 2008/01 2008/04 2009/03 2010/02 2011/01 2011/04 2012/03 2013/02. 7000000. PIB POTENCIAL (TENDENCIA). PIB OBSERVADO. Figura 1 Descomposición del PIB mediante un filtro HP. 600000 400000. millones de pesos. 200000 0 -200000 -400000 -600000. BRECHA DE PRODUCTO Figura 2 Brecha de producto obtenido mediante la descomposición por el filtro HP. La figura 1 muestra el PIB potencial obtenido con el filtro HP comparado con el PIB observado en las series. En la figura 2 podemos observar la brecha de producto, que es 13. 2013/02. 2012/03. 2011/04. 2011/01. 2010/02. 2009/03. 2008/04. 2008/01. 2007/02. 2006/03. 2005/04. 2005/01. 2004/02. 2003/03. 2002/04. 2002/01. 2001/02. 2000/03. 1999/04. 1999/01. 1998/02. 1997/03. 1996/04. 1996/01. 1995/02. 1994/03. 1993/04. 1993/01. -800000.

(14) negativa en tres periodos que coinciden las tres grandes crisis del periodo: la crisis del Tequila, a finales de 1994, la crisis .punto com (dot com en inglés) en el 2000 y la crisis financiera de 2008. Los valores mínimos se alcanzaron el segundo trimestre de 1995, el primer trimestre de 2002 y el en segundo trimestre de 2009, respectivamente. La razón entre el producto potencial y el observado será la que se utilizará para calcular el componente estructural de los ingresos fiscales.. 14.

(15) 3.1.2. Elasticidades Producto de los ingresos presupuestarios Para estimar la influencia de la evolución cíclica de la economía sobre los agregados fiscales es necesario calcular la elasticidad producto de los ingresos presupuestarios, ya que este parámetro captura su sensibilidad respecto a las fluctuaciones del ciclo económico. Esto nos permite ajustar el impacto que tiene la brecha de producto sobre los ingresos fiscales. Se utilizarán las series de recaudación de ingresos presupuestarios no petroleros tributarios y no tributarios agregadas trimestralmente. También se empleará la serie del Producto Interno Bruto trimestral a precios de 2008. Las series provienen del Banco de Información Económica del INEGI en precios reales de 2008 utilizando la serie de INPC de Banco de México. A continuación se mostrarán los gráficos temporales del PIB y la recaudación, con el fin de observar la evolución de cada serie en comparación con el PIB. 1.4e+007. 350000 tributarios (derecha) pibreal (izquierda). 1.3e+007 300000 1.2e+007. 250000. 1.1e+007. 1e+007. 200000. 9e+006 150000 8e+006. 7e+006. 100000 1995. 2000. 2005. 2010. Figura 3 Ingresos tributarios y PIB real. 15.

(16) 1.4e+007. 300000 no tributarios (derecha) PIB REAL (izquierda). 1.3e+007 250000 1.2e+007. 200000. 1.1e+007. 1e+007. 150000. 9e+006 100000 8e+006. 7e+006. 50000 1995. 2000. 2005. 2010. Ilustración 4 Ingresos no tributarios y PIB real. En la figura 3 podemos observar la presencia de estacionalidad de las series, por lo que se utilizará el método Census X-12 ARIMA para eliminar el componente estacional. Este método fue construido por el Departamento de Censos de Estados Unidos y es un software comúnmente utilizado para los ajustes estacionales en varios paquetes estadísticos. En este caso se utilizó la interfaz programada en GRETL. Generalmente, la elasticidad de los ingresos fiscales respecto al producto se estima usando el método de MCO con la siguiente ecuación (Pastor y Villagomez. 2007): ln( 𝑟𝑡𝑖 ) = ∝ +𝛽𝑖 ln( 𝑃𝐼𝐵𝑡 ) + 𝑢𝑡 (1) Donde 𝑟𝑡𝑖 es la recaudación del tipo i en periodo t (en millones de pesos de 2008), ∝ es una constante, 𝑃𝐼𝐵𝑡 es el PIB real en tiempo t (en millones de pesos de 2008), 𝛽𝑖 representa la elasticidad producto de los ingresos de tipo i, y 𝑢𝑡 es el término de error. En 16.

(17) este caso, la estimación es simétrica y no controla por cambios a través del tiempo. La permanencia estructural supone que los valores de los parámetros permanecen inalterados a lo largo del tiempo y esto se aleja más de la realidad para el caso mexicano ya que hubieron reformas al sistema impositivo durante el periodo, principalmente en 2006. Es por esto que en este trabajo se estimarán las elasticidades asimétricas, ya que la relación entre los impuestos puede sufrir cambios estructurales debido a modificaciones institucionales, legislativas, o hechos económicos importantes (Fonseca y VentosaSantaulària, 2011). Los cambios estructurales se incluirán mediante variables dicotómicas y su interacción con el PIB. La ecuación a estimar es la siguiente: 𝑖 ln( 𝑟𝑡𝑖 ) = ∝ +𝛽𝑖 ln( 𝑃𝐼𝐵𝑡 ) + ∑𝐾 𝑘=1 𝛿 ln( 𝑃𝐼𝐵𝑡 ) ∗ 𝐷𝑈𝑘 + 𝑢𝑡 (2). Donde 𝑟𝑡𝑖 es la recaudación del tipo i en periodo t (en millones de pesos de 2008), ∝ es una constante, 𝑃𝐼𝐵𝑡 es el PIB real en tiempo t (en millones de pesos de 2008) y 𝐷𝑈𝑘𝑖 es una variable dicotómica exógena del cambio estructural k que es igual a uno a partir del momento del cambio estructural. K es el número máximo de cambios estructurales del periodo. Los cambios estructurales se detectarán a continuación mediante la prueba CUSUM y el contraste de Chow. Estas estimaciones se hacen de acuerdo con el documento de Oscar Cárdenas, Daniel Ventosa Santaularia y Manuel Gómez (2008). Ambas ecuaciones se estiman por el método de mínimos cuadrados ordinarios, y los resultados serían espurios si las series no están cointegradas, por lo que es necesario conocer el orden de integración de cada serie antes de correr la regresión. En este trabajo se utiliza la prueba de Dickey-Fuller Aumentada en las series estacionalmente ajustadas y en logaritmos. 17.

(18) para conocer el orden de integración de las series. A continuación se mostrará un recuadro con los resultados para cada variable. ingresos. Serie en niveles. Primera diferencia. Valor p. decisión. Valor p. decisión. Tributarios. 0.5441. No estacionaria. 0.0001. Estacionaria. No tributarios. 0.7299. No estacionaria. 1.572e-013. Estacionaria. PIB. 0.9118. No estacionaria. 6.853e-005. Estacionaria. Los resultados de la prueba ADF sobre las variables nos indican que no se puede rechazar la hipótesis nula de la existencia de raíz unitaria en las series y que se rechaza esta hipótesis si aplicamos la primera diferencia: las series son no estacionarias en niveles y son estacionarias en primeras diferencias. El orden de integración de las series es 1 en niveles y 0 en primeras diferencias. Es necesario tener esto en mente cuando calculemos la regresión por MCO de las elasticidades. Para detectar los cambios estructurales, se utilizará primero la prueba CUSUM y después se confirmarán estos cambios con la prueba de Chow en fechas cercanas al resultado obtenido previamente. La prueba CUSUM es una prueba de estabilidad. La posible inestabilidad de las funciones podría verificarse examinando el comportamiento de los residuos que generan las estimaciones recursivas. Si se definen los residuos recursivos como la diferencia entre el valor actual de la variable dependiente al momento t y el valor de pronóstico obtenido de una regresión ajustada para todas las observaciones previas a t, la secuencia tiene un valor esperado de cero bajo la hipótesis nula de estabilidad de los coeficientes de regresión. Si la hipótesis alternativa de inestabilidad es correcta, los 18.

(19) parámetros del modelo son constantes sólo hasta el momento t, y a partir de entonces tendrán un valor esperado no nulo. Si se calculan los intervalos de confianza, resulta posible definir una banda de confianza que debería acotar completamente la evolución de cualquier serie de residuos que cumpliera la hipótesis de estabilidad de parámetros. Los puntos de la serie que salgan del intervalo indican inestabilidad de los parámetros de regresión, y por lo tanto la presencia de un cambio estructural en la función. De esta manera, un gráfico de la suma acumulada de los residuos en el tiempo---denominado CUSUM---permite identificar la fecha de un posible cambio estructural cuando no está dentro de los intervalos de confianza. La prueba de Chow contrasta regresiones en las distintas sub-muestras antes y después del punto de ruptura y necesita que ese punto no se encuentre en los extremos de la muestra, dado que se necesitan observaciones suficientes antes y después del cambio. El test no detecta en cuál observación ocurre el cambio, sino que confirma o desmiente su existencia. Por lo tanto, se aplicará en las observaciones donde se presuma de la existencia del cambio estructural, alrededor de las fechas detectadas por la prueba CUSUM realizada previamente. El criterio de elección será el estadístico F más grande. A continuación se realizarán las dos pruebas de quiebre estructural en conjunto para cada serie con el fin de identificar la fecha de cambio e incluirlo en la regresión para calcular las elasticidades. Primero se aplicará la prueba CUSUM y después el contraste de Chow. 19.

(20) a) Ingresos tributarios. Gráfico CUSUM con intervalo de confianza 95%( Ingresos tributarios) 60 50 40 30 20 10 0 -10 -20 -30 1990. 1995. 2000. 2005. 2010. 2015. Esta prueba nos indica que hay dos cambios estructurales: el primero alrededor del segundo trimestre de 1996 y el segundo alrededor del tercer trimestre del 2007. Alrededor de estas fechas se aplicará el contraste de Chow para detectar en qué fecha es más significativo el parámetro para cada cambio y el criterio de elección será el mayor estadístico F.. Cambio estructural 1996. Fecha. Estadístico F. Fecha. Estadístico F. 1996:3. 48.1277. 1995:4. 65.7832. 1996:4. 47.5267. 1995:3. 74.6832. 1996:2. 51.0997. 1995:2. 78.9857. 1996:1. 56.5988. 1995:1. 86.7262. 20.

(21) Cambio estructural 2006. Fecha. Estadístico F. Fecha. Estadístico F. 2006:1. 20.15. 2007:1. 19.63. 2006:2. 20.44. 2007:2. 17.81. 2006:3. 19.59. 2007:3. 17.80. 2006:4. 18.82. 2007:4. 17.75. 21.

(22) b) Ingresos no tributarios. Gráfico CUSUM con intervalo de confianza 95% (Ingresos no tributarios) 70 60 50 40 30 20 10 0 -10 -20 -30 1990. 1995. 2000. 2005. 2010. 2015. El gráfico de esta prueba nos indica que hay un cambio estructural en el segundo trimestre de 2006. Alrededor de esta fecha se aplicará el contraste de Chow para detectar en qué fecha es más significativo el parámetro para el cambio estructural y el criterio de elección será el estadístico F.. Fecha. Estadístico F. Fecha. Estadístico F. 2006:2. 47.0122. 2005:2. 66.2893. 2006:1. 49.8449. 2006:3. 38.8408. 2005:4. 56.2425. 2006:4. 486.799. 2005:3. 62.0818. 22.

(23) Utilizando en conjunto ambos contrastes podemos identificar un cambio estructural significativo en la regresión entre ingresos no tributarios y PIB el segundo semestre de 2005.Con esa fecha se creará una variable binaria con valor 1 a partir de la fecha de quiebre para modelar el cambio estructural en la regresión de la elasticidad producto. Para calcular las elasticidades se utilizarán las regresiones 1 y 2 para cada caso, aunque se busca justificar la importancia de incluir cambios estructurales, es decir se espera que el segundo modelo tenga mayor poder explicativo. En la última columna se realizará la prueba de cointegración Engle-Granger que consiste en evaluar la estacionariedad de los residuos al aplicar la prueba ADF a los residuales de cada uno de los modelos. Los regresiones no serán espurias si pasan la prueba de cointegración (si los residuales son estacionarios) 3. A continuación se muestran los resultados de las regresiones, empezando por el modelo sin cambios estructurales.. Variable dependiente. Variables independientes. Parámetro estimado. 𝑹𝟐. AIC. Prueba ADF a residuales. Sin cambios estructurales 𝒓𝒕𝒓𝒊𝒃𝒖𝒕𝒂𝒓𝒊𝒐𝒔 𝒕. 𝑃𝐼𝐵𝑡. 1.35***. 0.86. -182. 0.059*. 𝒓𝒕𝒏𝒐 𝒕𝒓𝒊𝒃𝒖𝒕𝒂𝒓𝒊𝒐𝒔. 𝑃𝐼𝐵𝑡. 2.65***. 0.66. 34. 0.060*. 𝑃𝐼𝐵𝑡. 1.90***. 0.91. -215. 0.068*. 0.73. 15. 0.006***. Con cambios estructurales 𝒓𝒕𝒓𝒊𝒃𝒖𝒕𝒂𝒓𝒊𝒐𝒔 𝒕. 𝒓𝒕𝒏𝒐 𝒕𝒓𝒊𝒃𝒖𝒕𝒂𝒓𝒊𝒐𝒔. 𝑖 𝑃𝐼𝐵𝑡 ∗ 𝐷𝑈95. -1.47e-09***. 𝑖 𝑃𝐼𝐵𝑡 ∗ 𝐷𝑈06. -0.003**. 𝑃𝐼𝐵𝑡. 1.31***. 𝑖 𝑃𝐼𝐵𝑡 ∗ 𝐷𝑈05. 3. 0.031***. Ya que se calculó previamente el orden de integración de las series.. 23.

(24) Los resultados de la prueba ADF confirman que los residuales son estacionarios o I(0) para las ecuaciones con cambios estructurales . Este resultado, en conjunto con la prueba ADF aplicada previamente en la que las series son I(1) muestra que las variables están cointegradas. Además, la R cuadrada corregida es mejor para las series con cambios estructurales y la estacionariedad de sus residuos es más significativa para este modelo. Otro indicador es el criterio de Akaike, que es menor para la estimación que contiene cambios estructurales, por lo que conservaremos las elasticidades calculadas con cambios estructurales por su mayor poder explicativo. Entonces, podemos concluir que la elasticidad producto de los ingresos fiscales es de 1.90 para los ingresos tributarios y de 1.31 para los no tributarios. Para la estimación del componente estructural de los ingresos fiscales, se utiliza la siguiente ecuación: 𝑟𝑡𝑒𝑠𝑡𝑟𝑢𝑐𝑡𝑢𝑟𝑎𝑙 = 𝑟𝑡 ∗ (. 𝑦𝑡 ∗ 𝑒 ) 𝑦𝑡. Donde 𝑟𝑡𝑒𝑠𝑡𝑟𝑢𝑐𝑡𝑢𝑟𝑎𝑙 es el componente estructural en tiempo t, 𝑟𝑡 es el ingreso observado en tiempo t, e es la elasticidad estimada previamente, 𝑦𝑡∗ es el PIB potencial en tiempo t y 𝑦𝑡 es el PIB observado en tiempo t . El cociente es una manera de medir el componente cíclico, si el PIB potencial y el observado son los mismos, el cociente es igual a uno y no hay ajuste.. Una vez calculado, el componente estructural se resta a los ingresos. observados para obtener la porción cíclica de cada tipo de ingreso. Estos componentes se denotan como 𝑟𝑡𝑡𝑟𝑖𝑏𝑢𝑡𝑎𝑟𝑖𝑜𝑠. 𝑐í𝑐𝑙𝑖𝑐𝑜. 𝑦 𝑟𝑡𝑛𝑜 𝑡𝑟𝑖𝑏𝑢𝑡𝑎𝑟𝑖𝑜𝑠. 𝑐í𝑐𝑙𝑖𝑐𝑜. que son las series que utilizaremos. posteriormente para calcular el balance estructural presupuestal. 24.

(25) 3.2 Elasticidad de los ingresos fiscales petroleros respecto al precio del petróleo 3.2.1 La dependencia petrolera de las finanzas públicas A pesar de los esfuerzos realizados con la aprobación de reformas al sistema tributario en la última década y ante la incapacidad de elevar los niveles de recaudación tributaria, los ingresos petroleros son todavía un pilar de las finanzas públicas. Es por esto que es necesario considerar al sector petrolero dentro de la regla de balance estructural fiscal sin olvidar que, en el futuro, el peso que tendrán los ingresos fiscales petroleros podría disminuir ya que, aunque los ingresos fiscales son altamente dependientes del sector petrolero, es necesario que tarde o temprano. este pilar fiscal sea sustituido por mecanismos de. recaudación que hagan más eficiente la obtención de recursos para que el sistema fiscal sea sostenible. En este momento, los ingresos petroleros están formados por los derechos a los hidrocarburos y los impuestos derivados de la actividad petrolera como son el Impuesto Especial sobre Producción y Servicios a gasolinas y diésel, el impuesto a los rendimientos. 50.00% 45.00% 40.00% 35.00% 30.00% 25.00% 20.00% 15.00% 10.00% 5.00% 0.00%. 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013. % sobre ingresos totales. Petroleros y los propios de Pemex .. Figura 5 Dependencia petrolera de los ingresos fiscales. 25.

(26) Actualmente, se está fortaleciendo el debate sobre modificar las tasas impositivas y tratar de remplazar los ingresos petroleros mediante el aumento de ingresos recaudados mediante el IVA, y así disminuir la dependencia petrolera de las finanzas del sector público. Un esfuerzo concreto para esto fue el cambio en el régimen fiscal de Pemex en 2006 cuya finalidad era disminuir la dependencia de los ingresos petroleros pero podemos observar en la figura 7 que la mayor dependencia de los ingresos petroleros se registró después de esta reforma, durante 2008, cuando estos ingresos alcanzaron 47% de los ingresos totales, lo que muestra que aún hay muchas reformas por hacer para disminuir la dependencia petrolera. A pesar de ser un tema recurrente en las discusiones sobre la sustentabilidad fiscal, en el gráfico podemos observar que la dependencia de los recursos provenientes de la actividad petrolera se mantuvo en niveles promedio de aproximadamente 30% y no ha disminuido. Es por esto que es importante tomarla en cuenta para la regla de balance estructural fiscal. Además de factores institucionales que impiden cambios drásticos en las tasas impositivas, los precios del petróleo elevados durante los últimos años han dificultado que la dependencia petrolera se reduzca. El problema es que este sector, además de ser una parte primordial de los ingresos fiscales, es también un sector volátil debido a la evolución del precio del petróleo en el mercado internacional por lo que los ingresos fiscales petroleros se ven afectados ante los cambios en el precio del petróleo. Es por esto que primero se calculará la elasticidad precio de los ingresos petroleros. 3.2.2 La elasticidad precio de los ingresos petroleros Se utilizarán las series de ingresos petroleros totales y el precio de la Mezcla Mexicana de Petróleo, ambas sin el comportamiento estacional. Las series se obtuvieron del Banco de Información Económica del INEGI y de PEMEX y se calcularon en precios reales 26.

(27) de 2008 utilizando la serie de INPC de Banco de México y el tipo de cambio real de la CEFP para transformar el precio de dólares a pesos. La elasticidad de los ingresos fiscales respecto al precio del petróleo se estima usando el método de MCO con la siguiente ecuación: 𝑝𝑒𝑡𝑟𝑜𝑙𝑒𝑜. ln( 𝑟𝑡 𝑝𝑒𝑡𝑟𝑜𝑙𝑒𝑜. Donde 𝑟𝑡. ) = ∝ +𝛽𝑖 ln( 𝑃𝑡𝑚𝑒𝑧𝑐𝑙𝑎 𝑚𝑒𝑥𝑖𝑐𝑎𝑛𝑎 ) + 𝑢𝑡. es la recaudación de ingresos petroleros totales en periodo t (en. millones de pesos de 2008), ∝ es una constante, 𝑃𝑡𝑚𝑒𝑧𝑐𝑙𝑎 𝑚𝑒𝑥𝑖𝑐𝑎𝑛𝑎 es el precio real de la Mezcla Mexicana en tiempo t (en pesos de 2008) y 𝛽𝑖 representa la elasticidad precio de los ingresos petroleros, y 𝑢𝑡 es el término de error. En este modelo, no se controla por cambios a través del tiempo. Esta permanencia estructural supone que los valores de los parámetros permanecen inalterados a lo largo del tiempo y dejaría de tomar en cuenta el cambio estructural de la reforma en 2006 para disminuir la dependencia a los ingresos fiscales petroleros. Es por esto que también se estima la siguiente ecuación, que incluye la interacción entre el precio del petróleo y una dummie temporal activada a partir del quiebre estructural: ln( 𝑟𝑡𝑖 ) = ∝ +𝛽𝑖 ln( 𝑃𝑡𝑚𝑒𝑧𝑐𝑙𝑎 𝑚𝑒𝑥𝑖𝑐𝑎𝑛𝑎 ) + 𝛾𝐷𝑈 ∗ ln( 𝑃𝑡𝑚𝑒𝑧𝑐𝑙𝑎 𝑚𝑒𝑥𝑖𝑐𝑎𝑛𝑎 ) + 𝑢𝑡 La ecuación se estima por el método de mínimos cuadrados ordinarios, y al igual que en la sección anterior, los resultados serían espurios si las series no están cointegradas, por lo que es necesario conocer el orden de integración de cada serie antes de correr la regresión y luego compararlo con el orden de integración de los residuales de las regresiones. En este trabajo se utiliza la prueba de Dickey-Fuller Aumentada en las series en logaritmos para conocer el orden de integración de las series. A continuación se mostrará un recuadro con los resultados de la prueba ADF para cada variable. 27.

(28) series. Serie en niveles. Primera diferencia. Valor p. decisión. Valor p. decisión. Ingresos petroleros reales. 0.3043. No estacionaria. 0.000635. Estacionaria. Precio Mezcla Mexicana*. 0.5228. No estacionaria. 0.00498. Estacionaria. *convertido de dólares a pesos por el tipo de cambio real/ La significancia estadística es al 5%. Los resultados de la prueba ADF sobre las variables nos indican que no se puede rechazar la hipótesis nula de la existencia de raíz unitaria en las series y que se rechaza esta hipótesis si aplicamos la primera diferencia: esto quiere decir que las series son no estacionarias en niveles y son estacionarias en primeras diferencias, es por esto que el orden de integración de las series es 1 en niveles y 0 en primeras diferencias. Para identificar un quiebre estructural se aplicará la prueba CUSUM y el contraste de Chow.. 28.

(29) Gráfico CUSUM con intervalo de confianza 95%( Ingresos petroleros) 30. 20. 10. 0. -10. -20. -30. -40. -50 1990. 1995. 2000. 2005. 2010. 2015. A partir de la prueba CUSUM podemos detectar que efectivamente hubo un cambio estructural y este tuvo lugar alrededor del último trimestre de 2006.. Contraste de Chow Fecha. Estadístico F. 2006:4. 22.79. 2007:1. 17.66. 2007:2. 11.48. 2007:3. 8.42. 29.

(30) Aplicando el contraste de Chow alrededor de ese punto de quiebre encontramos que el quiebre más significativo tuvo lugar el último semestre de 2006. Esto puede deberse al intento de reforma en PEMEX para disminuir la dependencia de los ingresos petroleros en ese año. Como se probó la significancia del quiebre estructural se construirá una dummie activada a partir del cuarto semestre de 2006 y se creará una variable de interacción entre el precio del petróleo y el cambio estructural. Los resultados de la elasticidad se presentarán en Variable dependiente. Variables independientes. Parámetro estimado. 𝑹𝟐. AIC. Prueba ADF a residuales. 227.75. 0.75. Sin cambios estructurales 𝒑𝒆𝒕𝒓𝒐𝒍𝒆𝒓𝒐𝒔. 𝒓𝒕. 𝑴𝑬𝑿𝑰𝑪𝑨𝑵𝑨 𝑷𝑴𝑬𝒁𝑪𝑳𝑨 𝒕. 1.64*** ( 0.019). 0.99. 𝑴𝑬𝑿𝑰𝑪𝑨𝑵𝑨 𝑷𝑴𝑬𝒁𝑪𝑳𝑨 𝒕. 1.76*** ( 0.0164) -0.26*** ( 0.02). 0.99. Con cambios estructurales 𝒑𝒆𝒕𝒓𝒐𝒍𝒆𝒓𝒐𝒔. 𝒓𝒕. 𝑫𝑼𝟐𝟎𝟎𝟕 𝑴𝑬𝑿𝑰𝑪𝑨𝑵𝑨 ∗ 𝑷𝑴𝑬𝒁𝑪𝑳𝑨 𝒕. 154.84. la siguiente tabla. Los resultados de la prueba ADF confirman que los residuales son estacionarios o I(0) solo para el modelo que incluye el cambio estructural. Este resultado, en conjunto con la prueba ADF aplicada previamente en la que las series son I(1)muestra que las variables están cointegradas si utilizamos el modelo con quiebre estructural y esta regresión no es espuria. Por lo tanto, la elasticidad precio de los ingresos petroleros que es de 1.76. El modelo sin cambio estructural no cumplió los requisitos en el orden de integración por lo que es espurio y quedará descartado. Antes de calcular el componente estructural de los ingresos petroleros es necesario hacer una estimación del ciclo económico del precio del petróleo.. 30. 0.01**.

(31) 3.2.3El ciclo del precio del petróleo Un elemento clave en la estimación del componente estructural de los ingresos petroleros es el cálculo del ciclo del precio internacional del petróleo, ya que México es un país exportador de crudo. Esto podría hacerse calculando la tendencia de largo plazo del precio del petróleo. Sin embargo, la estimación de esta tendencia es un tema controversial puesto que es un insumo de producción altamente volátil y es imposible hacer una predicción acertada en caso de que exista un choque exógeno como una guerra. Entonces, existe cierta incertidumbre en cuanto al precio internacional del petróleo, ya que no se sabe con certeza si en el futuro éste explotará debido al agotamiento de reservas y a su alta demanda como insumo para el crecimiento económico, o, al contrario, colapsará debido a la sustitución de este insumo por uno menos escaso y más barato. Un ejemplo que ilustra el impacto de los choques exógenos sobre el precio del petróleo es el embargo de 1973 que los miembros de la OPEP impusieron a Estados Unidos y con esto desencadenaron, de manera inesperada, el aumento del precio internacional del petróleo. El problema ante la estimación del precio del petróleo de largo plazo es que cualquier proceso autorregresivo presentará reversión a la media de los datos incluidos en la serie de tiempo, ya que es un proceso con memoria en el que cada valor está relacionado con los valores anteriores. En otras palabras, si usamos este tipo de procesos, cada valor de la serie temporal es una función lineal del valor o de valores anteriores. Para el caso del precio del petróleo se utilizará un AR(3).4 El modelo se representaría mediante la siguiente ecuación: 𝑃𝑡 = ∅1 𝑃𝑡−1 + ∅2 𝑃𝑡−2 + ∅3 𝑃𝑡−3 + 𝜀𝑡. 4. Después de diversas estimaciones se encontró que con el AR(3) todos los coeficientes son significativos y tenía un menor criterio de Akaike y en el correlograma de los residuos ningún valor es significativo.. 31.

(32) Donde 𝑃𝑡 es el valor presente y 𝑃𝑡−𝑖 , (𝑖 = 1,2,3 ) son los respectivos rezagos. El coeficiente ∅𝑖 se estima a partir de la serie observada e indica cuánto depende cada valor de los valores precedentes. El componente 𝜀𝑡 es una perturbación que afecta a los valores de la serie.A continuación se mostrará el correlograma de los residuos de este modelo. Esto es importante ya que ningún valor debe salir de los intervalos de confianza para que el modelo sea robusto.. FAC de los residuos 0.3 0.2 0.1 0 -0.1 -0.2 -0.3. +- 1.96/T^0.5. 0. 5. 10. 15. 20. retardo. FACP de los residuos 0.3 0.2 0.1 0 -0.1 -0.2 -0.3. +- 1.96/T^0.5. 0. 5. 10. 15. 20. retardo. Figura 6 Correlograma y FACP de los residuos. De la figura 10 podemos observar que ningún valor sale del intervalo de confianza por lo que se conservará este modelo. A continuación se muestra la serie estimada por el AR(3) comparada con la serie observada y se incluirá el cálculo de la tendencia del precio del petróleo mediante un filtro HP.. 32.

(33) 1993/03 1993/12 1994/09 1995/06 1996/03 1996/12 1997/09 1998/06 1999/03 1999/12 2000/09 2001/06 2002/03 2002/12 2003/09 2004/06 2005/03 2005/12 2006/09 2007/06 2008/03 2008/12 2009/09 2010/06 2011/03 2011/12 2012/09 2013/06. Componente cíclico del precio del petróleo 1993/03 1993/12 1994/09 1995/06 1996/03 1996/12 1997/09 1998/06 1999/03 1999/12 2000/09 2001/06 2002/03 2002/12 2003/09 2004/06 2005/03 2005/12 2006/09 2007/06 2008/03 2008/12 2009/09 2010/06 2011/03 2011/12 2012/09 2013/06. Precio del petróleo 160. 140. 120. 100 80. 60. 40. 20. 0. PRECIO OBSERVADO. brecha AR. AR(3) TENDENCIA HP. Ilustración 7 Precio del petróleo. A continuación se calculará la brecha del precio del petróleo observado respecto al. precio potencial calculado con el AR(3) y se comparará con la brecha obtenida mediante el. filtro HP. 1 0.8 0.6 0.4 0.2 0 -0.2 -0.4 -0.6 -0.8. brecha hp. Figura 8 Brecha entre precio observado del petróleo y su potencial. 33.

(34) Si comparamos la brecha del precio observado respecto al precio potencial entre un modelo autorregresivo y el filtro HP podemos observar que cambia de manera más suave con el filtro HP. Es por esto que mejor se utilizará el precio potencial obtenido mediante el filtro HP para calcular el componente cíclico del precio internacional del petróleo 5, tal como lo hicieron Chávez, Rodríguez y Fonseca (2010). Entonces, utilizando el modelo HP, El ciclo del precio del petróleo es el siguiente. 300. Pesos de 2008. 200 100 0. -100. -200. ciclowti Figura 9 Componente cíclico internacional del petróleo obtenido mediante un filtro HP.. Para la estimación del componente estructural de los ingresos fiscales se utiliza la siguiente ecuación:. 𝑟𝑡𝑒𝑠𝑡𝑟𝑢𝑐𝑡𝑢𝑟𝑎𝑙. 𝑃𝑡 ∗ 𝑒 = 𝑟𝑡 ∗ ( ) 𝑃𝑡. Donde, al igual que en la estimación anterior,. 𝑟𝑡𝑒𝑠𝑡𝑟𝑢𝑐𝑡𝑢𝑟𝑎𝑙 es el componente. estructural en tiempo t, 𝑟𝑡 es el ingreso petrolero observado en tiempo t, e es la elasticidad de. 5. Se empleará la serie del precio del West Texas Intermediate en pesos de 2008 ya que es el que tiene una calidad parecida a la mezcla mexicana de exportación y es por ende el precio internacional que más afectará al ingreso fiscal petrolero.. 34. 2013/06. 2012/09. 2011/12. 2011/03. 2010/06. 2009/09. 2008/12. 2008/03. 2007/06. 2006/09. 2005/12. 2005/03. 2004/06. 2003/09. 2002/12. 2002/03. 2001/06. 2000/09. 1999/12. 1999/03. 1998/06. 1997/09. 1996/12. 1996/03. 1995/06. 1994/09. 1993/12. 1993/03. -300.

(35) los ingresos petroleros respecto al precio del petróleo calculada en la sección anterior, 𝑃𝑡 ∗ es el precio suavizado del petróleo obtenido del filtro HP y 𝑃𝑡 es el precio del petróleo observado en tiempo t6 . El cociente. representa al componente cíclico en el precio. internacional del petróleo. Una vez calculado, el componente estructural se resta a los ingresos observados para obtener la porción cíclica del ingreso petrolero. Este componente 𝑝𝑒𝑡𝑟𝑜𝑙𝑒𝑟𝑜 𝑐í𝑐𝑙𝑖𝑐𝑜. se denota como la serie 𝑟𝑡. que es la que utilizaremos posteriormente para. calcular el balance presupuestal.. 6. Todos los precios están en términos reales a pesos de 2008. 35.

(36) 4.Resultados Para calcular el balance estructural utilizamos la serie sin el componente estacional del balance presupuestario obtenida del INEGI y convertida a precios de 2008 que son los ingresos presupuestarios menos los gastos presupuestarios del gobierno Federal y las entidades paraestatales de control presupuestario directo. De acuerdo con Pastor y Villagómez (2007), el gasto público se afecta por la volatilidad del ciclo económico cuando hay estabilizadores automáticos y en el periodo de estudio en este trabajo no hay estabilizadores automáticos de gasto público por lo que se considera al gasto público como un componente estructural. Por lo tanto, para obtener el balance estructural, sólo se necesita restar al balance presupuestario el componente cíclico de los ingresos no petroleros y petroleros calculados previamente mediante la siguiente ecuación: 𝑝𝑟𝑒𝑠𝑢𝑝𝑢𝑒𝑠𝑡𝑎𝑟𝑖𝑜. 𝐵𝑡𝑒𝑠𝑡𝑟𝑢𝑐𝑡𝑢𝑟𝑎𝑙 = 𝐵𝑡. − ∑ 𝑟𝑡𝑖 𝑐í𝑐𝑙𝑖𝑐𝑜. , 𝑖 = 𝑡𝑖𝑝𝑜 𝑑𝑒 𝑖𝑛𝑔𝑟𝑒𝑠𝑜. Después de eso, convertimos el monto de balance estructural. en términos. porcentuales respecto al PIB real para tener la regla de balance estructural. De esta sencilla operación obtenemos el balance estructural que se muestra a continuación en la figura 12.. 36.

(37) 10. Balance observado. Balance estructural. 8 6. % PIB. 4 2 0 -2 -4 -6. Figura 10 Balance estructural fiscal y Balance fiscal presupuestario observado. A partir de las estimaciones, podemos observar que el cambio de las finanzas públicas utilizando el balance estructural tiene una amplitud mayor que el cambio del balance presupuestario observado. Cuando el balance estructural se ajusta a la alza y es de mayor magnitud que el balance observado, se puede deducir que la política fiscal es restrictiva, ya que el gasto es el mismo para los dos balances por construcción y la variable que cambia es el ingreso. Entonces, podemos concluir que la política restrictiva se llevó a cabo durante la crisis del Tequila, a finales de 1994, la crisis.com con un efecto después de 2001 y la crisis de 2008. Esta política es procíclica porque contrajo el déficit observado durante periodos de recesión económica. Entonces, el cálculo del balance estructural fiscal sirve como indicador de la política fiscal sin necesidad de implementar una regla. Hasta el momento se ha utilizado al balance estructural calculado como un indicador de la política fiscal. Pero también puede servir como un estabilizador fiscal automático, ya que muestra cómo se deberían comportar las finanzas públicas de acuerdo con el ciclo económico. Para obtener este resultado se llevará a cabo un análisis contrafactual para obtener el balance implícito convencional, es decir, el balance que se habría cumplido si se 37. 2013/12. 2012/12. 2011/12. 2010/12. 2009/12. 2008/12. 2007/12. 2006/12. 2005/12. 2004/12. 2003/12. 2002/12. 2001/12. 2000/12. 1999/12. 1998/12. 1997/12. 1996/12. 1995/12. 1994/12. 1993/12. -8.

(38) hubiera seguido alguna regla de balance estructural fiscal. Se hará una simulación que requiera que el déficit del balance estructural se mantenga en 0% del PIB, aunque la regla fiscal aprobada por el Congreso a finales de 20137 sea menos restrictiva al permitir un déficit de 2% del PIB. A continuación se utilizarán los ingresos estructurales previamente calculados para construir la serie de gasto público que cumpla con el déficit de balance estructural de 0% del PIB. 0.8 0.6. 0.4. % del PIB. 0.2 0. -0.2 -0.4 -0.6. -0.8 -1 -1.2. balance observado. Balance implícito con regla de 0%. Figura 11 Simulación de regla fiscal de déficit 0% de Balance estructural. En la figura 11, podemos observar cómo habría respondido la política fiscal en caso de seguir una regla de balance estructural fiscal restringida a un déficit de 0% del PIB. El balance implícito permite un déficit mayor en momentos de crisis para poder aumentar el gasto y así estimular la demanda agregada. Este aumento en el gasto no pone en riesgo las finanzas públicas, puesto que se observa un excedente acumulado en periodos de auge que se puede guardar para estimular la demanda agregada en periodos de recesión. Si se calcula el. .. 38.

(39) promedio del balance implícito, que es de -0.05% del PIB , se confirma que se logra cumplir con la restricción intertemporal presupuestaria del gobierno a pesar de haber permitido un déficit mayor en algunos periodos. Por lo tanto, una regla de balance estructural fiscal permite aumentar el déficit público en el corto plazo sin poner en riesgo la sustentabilidad fiscal en el mediano y largo plazo.. 39.

(40) 5.Conclusión De acuerdo con los resultados obtenidos en este trabajo, el balance estructural utilizado como indicador pone en evidencia el comportamiento procíclico de los ingresos fiscales antes de 2010. Asimismo, al simular una regla fiscal de balance estructural, se puede concluir que el gasto público puede ser compatible con la sustentabilidad fiscal de largo plazo, ya que permite que haya un mayor déficit fiscal durante las recesiones siempre y cuando este se compense con el excedente acumulado durante los periodos de auge económico. Por lo tanto, la regla propuesta en este trabajo podría servir como medida disciplinaria de la política fiscal sin ser austera en periodos que necesiten la intervención del gobierno. Además, como también es un indicador de la política fiscal, podría aumentar la credibilidad de las políticas gubernamentales en materia del presupuesto disponible para los gastos, fomentando la transparencia en la planeación de los egresos del gobierno. El objetivo de este trabajo era calcular el balance estructural fiscal utilizando series de tiempo y simular cómo habría sido el balance implícito de haber seguido una regla de balance estructural de déficit cero a partir de 1993. Para la construcción del balance estructural, se emplearon las elasticidades respecto al componente cíclico del PIB o al del precio del petróleo dependiendo del tipo de ingresos. Se utilizaron las elasticidades asimétricas, ya que la relación entre los impuestos puede sufrir cambios estructurales debido a modificaciones institucionales. Las estimaciones indican que los ingresos tributarios son más sensibles ante cambios en el PIB que los ingresos no tributarios, ya que su elasticidad es de 1.9 y 1.3 respectivamente. Además, la elasticidad de los ingresos petroleros respecto al precio del petróleo es menor que la de los ingresos tributarios no petroleros respecto al PIB.. 40.

(41) A pesar de la relevancia de los ingresos petroleros, es importante considerar que existe una inquietud generalizada por disminuir la dependencia fiscal petrolera. Es por esto que la construcción de balance estructural en este trabajo también es una guía para la obtención de una regla fiscal sin ingresos provenientes del sector petrolero, ya que separa los ingresos petroleros de los no petroleros. Como una propuesta para complementar este trabajo, sería relevante investigar cómo cambia el balance estructural calculado si se sustituyen los ingresos fiscales petroleros.. 41.

(42) BIBLIOGRAFÍA Antón Sarabia, A. (2010). El problema al final de la muestra en la estimación de la brecha del producto. Economía mexicana. Nueva época, 19(1), 5-30. Bornhorst, F., Dobrescu, G., Fedelino, A., Gottschalk, J., & Nakata, T. (2011).When and How to Adjust Beyond the Business Cycle?: A Guide to Structural Fiscal Balances. International Monetary Fund, Fiscal Affairs Department. Budnevich, L. (2002). Countercyclical fiscal policy: a review of the literature, empirical evidence and some policy proposals (No. 2002/41). WIDER Discussion Papers//World Institute for Development Economics (UNU-WIDER). Burnside, C., & Meshcheryakova, Y. (2005). Mexico: A Case Study of Procyclical Fiscal Policy. Fiscal Sustainability in Theory and Practice: A Handbook, Washington, DC: World Bank, 133-174. Daude, C., Melguizo, A., & Neut, A. (2010). Fiscal policy in Latin America: countercyclical and sustainable at last? (No. 291). OECD Publishing. Esquivel, G., & Peralta, W. (2013). A Structural Fiscal Balance Rule for Mexico. InterAmerican Development Bank. Fonseca, F. J., & Ventosa-Santaulària, D. (2011). Revenue Elasticity of the Main federal Taxes in Mexico. Latin american journal of economics, 48(1), 89-111. Gavin, M., Hausmann, R., Perotti, R., & Talvi, E. (1996). Managing fiscal policy in Latin America and the Caribbean: Volatility, procyclicality, and limited creditworthiness. Guay, A., & St-Amant, P. (1996). Do mechanical filters provide a good approximation of business cycles?. Bank of Canada. King, R. G., & Rebelo, S. T. (1993). Low frequency filtering and real business cycles. Journal of Economic dynamics and Control, 17(1), 207-231. Maravall, A., & Del Río, A. (2001). Time aggregation and the Hodrick-Prescott filter (No. 0108). Banco de España. Marcel, M., Tokman, M., Valdés, R., & Benavides, P. (2001). Balance estructural: la base de la nueva regla de política fiscal chilena. Economía chilena, 4(3), 5-27. Pastor, J., & Villagomez, A. (2007). The structural budget balance: a preliminary estimation for Mexico. Applied economics, 39(12), 1599-1607. Pizzolon, F., & Rasteletti, A. (2013). Assessing Different Methodologies for the Estimation of Uruguay's Structural Fiscal Balance. Inter-American Development Bank.. 42.

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