Demanda por Dinero en Chile Modelos Estimados con Econometría Moderna de Series de Tiempo

Demanda por Dinero en Chile

Modelos Estimados con Econometría Moderna de Series de Tiempo

Durante los años noventa se desarrolló de manera vertiginosa la econometría de series de tiempo para variables no estacionarias (es decir, aquéllas que presentan shocks permanentes). Tienen implicancias cruciales para la estimación de demandas por dinero:

(1) cuando alguna de las variables es no estacionaria, los parámetros no tienen distribuciones asintóticamente normales y, por ello, los estadígrafos “t” no se pueden aplicar.

(2) existe una alta probabilidad que regresiones hechas con variables no estacionarias presenten problemas de correlación espespuriaúre . Ambos problemas llevaron, no sólo en Chile, a una profunda revisión del acervo de estimaciones econométricas de la demanda de dinero. No obstante, hasta mediados de la década no hubo revisiones de los fundamentos analíticos de la demanda de dinero, concentrándose los estudios en mejorar la parte empírica.

Labán (1991) enfrenta el problema de sobrestimación de los modelos convencionales empleando el enfoque de cointegración. El autor presenta evidencia de la existencia de raíces unitarias en las tenencias reales de dinero, el PIB real y la tasa de interés nominal usando los tests estándares de Dickey-Fuller. Utilizando datos del período 1974-1988, Labán logra encontrar un vector de cointegración sólo cuando incluye una dummy de quiebre estructural en el tercer trimestre de 1984. Este quiebre estructural —que injustificadamente es atribuido a una innovación financiera— tiene un efecto negativo y permanente por una sola vez sobre la demanda de dinero de 25%.

Herrera y Vergara (1992) utilizan un enfoque similar, pero modifican la muestra para cubrir el período 1978-1990. Ellos también encuentran raíces unitarias para las tenencias reales de dinero y para el PIB, pero la tasa de interés resulta estacionaria. Los autores incluyen las tres variables en el vector de cointegración que analizan. Al igual que Labán (1991), la cointegración se logra únicamente después de incluir una dummy en el cuarto trimestre de 1983.^[1]La justificación es meramente estadística, tal como reconocen los autores. Las predicciones de este modelo son comparadas con aquéllas del modelo de Matte y Rojas (1987) que a la fecha utilizaba el Banco Central. Ambas demandas difieren significativamente en términos del efecto de largo plazo de los cambios en la tasa de interés sobre el dinero, siendo tres veces mayor en el modelo tradicional. Sorprendentemente, las predicciones del modelo estático exhiben un error de predicción más bajo en el corto plazo, mientras que el modelo de cointegración se comporta mejor en horizontes mayores a dos años. Claramente, ésta es una característica poco deseable en un modelo por cuanto uno de los propósitos principales al estimar funciones de demanda por dinero es guiar la conducción de la política monetaria de corto plazo.

Martner y Titelmann (1993) reproducen las estimaciones tradicionales y encuentran evidencias de una significativa inestabilidad en los parámetros durante el período 1975-1991. Además, rechazan la existencia de un vector de cointegración para la demanda real de dinero, aun después de incorporar una dummy para capturar posibles quiebres por innovación financiera. También rechazan que la demanda por dinero sea homogénea de primer grado en precios en el largo plazo. Por este motivo, los autores estiman una función nominal de esta demanda e incluyen el nivel de precios como regresor, obteniendo un coeficiente para éste significativamente diferente de 1 (0.648). Este resultado es sorprendente y ha sido refutado en investigaciones anteriores (Hynes, 1967) y posteriores (Adam, 2000). Las estimaciones sugieren la existencia de un vector de cointegración entre dinero nominal, PIB, tasa de interés y el nivel de precios. La elasticidad de escala obtenida, sin embargo, es sustancialmente diferente de la que se obtienen en todos los otros estudios en este tema (2.44). Los autores afirman que los pronósticos fuera de muestra basados en el modelo de corrección de errores son razonables (aunque no presentan estos resultados) y que los parámetros son estables sin evidencia de quiebres estructurales.

La hipótesis de Arrau y De Gregorio (1993) es que la falta de cointegración entre dinero real, consumo y la tasa de interés de captación~Te corto plazo durante el período 1975-1989 se debe a la omisión de una variable que según ellos sería la innovación financiera. Este es el primer estudio en el que se desarrolla un modelo de primeros principios para derivar la demanda de dinero por costos de transacción (como los expuestos en la sección analítica). En la estimación empíriyQ, que inaugura la tradición de usar una especificación correcta de la tasa de interés (ver ecuación 9), se encuentra que no existe una relación estable entre el dinero y sus determinantes. Los autores especulan que ello se debe a la innovación financiera y que la manera adecuada de resolver el problema es reestimar el modelo usando un intercepto variable (a la Cooley y Prescott, 1976). La decisión de representar la innovación financiera como un camino aleatorio, sin embargo, da origen a un problema de cointegración trivial: si las variables de la demanda de dinero no cointegran su residuo es I(1) y si, adicionalmente, se añade una “constante” que evoluciona como una variable I(1) se fuerza la cointegración.

Apt y Quiroz (1992) sugieren, por el contrario, que la exclusión de los cambios del tipo de cambio nominal en los estudios anteriores es el origen de problemas econométricos tales como el rechazo de las relaciones de cointegración o la necesidad de incluir dummies para lograr modelos estables. En este sentido, este modelo se acerca más a los de sustitución de monedas. Una especificación general de la demanda estimada en este contexto sería la siguiente:

[pic 1]

Donde

  Es la devaluación del tipo de cambio nominal.[pic 2]

 es la cantidad de dinero real per capita[pic 3]

α   proporción relativa del activo riesgoso en el portafolio.

i tasa de interés nominal

: es la cantidad de dinero real per capita [pic 4]

Este estudio es diferente de los anteriores en varios aspectos. Primero, sobre la base de un modelo de cash in advance, los autores utilizan el nivel de gasto como variable de escala relevante. El índice de ventas industriales se usa como proxy del gasto. Segundo, la variable dependiente no es el nivel promedio de las tenencias reales de dinero, sino que los saldos a fin de período. Tercero, se emplea un conjunto de dummies para modelar el efecto de las restricciones institucionales sobre las tenencias bancarias, la presencia de feriados y los factores estacionales en las estimaciones.

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