Post on 10-May-2020
Departamentode HaciendaPública y SistemaFiscal
UniversidadComplutense
4 ~~171+
EL COMPORTAMIENTO DEL AHORRO Y SU COMPOSICION:
EVIDENCIA EMPÍRICA PARA ALGUNOS PAISES DE LA UNIÓN EUROPEA
TESIS DOCTORAL
Elaboradapor ISABEL ARGIMÓN MAZAbajola direccióndeJOSÉ MANUEL GONZÁLEZ-PÁRAMO
Curso 1995-96
AGRADECiMIENTOS
Ante todo, deseoagradecerla direcciónprestadapor JoséManuel
González-Páramode quien tantaayudahe recibido no sólo paraestatesissino para otros muchos de los trabajosquehe realizadoa lo largo de mi
vida profesional. Asimismo, los comentariosy respuestasa múltiplespreguntasrecibidasde JavierAndrés, Olympia Boyer, JuanjoDolado y
Angel Estradahan sido indespensablespara llevar este trabajo a buenpuerto. En cualquier caso, no puedodejarde mencionarel hechode que
Javier Andrés me propusierael tema de la tesis y me animara en su
desarrollo. El estímulo y apoyo recibidos de Jaume García, Jose M~
Labeaga,CésarMolinas, LeandroPradosde la Escosuray JoséM~ Roldán,que con sus comentariosy observacionesme animaron a iniciar y a
proseguir con el proyecto, también han constituido un elemento
indispensableparaesteestudio. Los valiososcomentariosy sugerencias
de los miembrosdel Departamentode HaciendaPúblicay SistemaFiscaldela Universidad Complutensecontribuyerona mejorar sensiblementeesta
investigación.AngelesPerales,conla ayudadeConsueloGómez,desplegó
una pacienciamás que ejemplar con el mecanografiadode las distintas
versionesoriginales, y su colaboracióncon los datos, los gráficos y loscuadrosme facilitaron enormementela labor.
Tambiéndesearíaagradecercon especialafectoa quienesdesdemientornofamiliar dieron tantaspruebasde comprensióny paciencia.
Porúltimo, y no por ello menosimportante,deseodestacarel papelpreponderantequeha desempeñadoel estimulanteentornoproporcionado
porel ServiciodeEstudiosdel BancodeEspaña,concuyosmiembrosestoy
en deuda. Me gustaríamencionaren especial,la colaboracióny decididoapoyo recibidos de JoséLuis Malo de Molina como Director Generaldel
Servicio de Estudios y de JoséM~ Bonilla como Jefe de la Oficina de
Coyunturay PrevisiónEconómica.A todosellosmi agradecimientosincero.
!NDICE
INTRODUCCIÓN 1
1. Motivación 12. Justificacióny estructurade la tesis 2
3. Resumende los tres capítulosempíricos 4
3.1. Un contrastesencillo de la hipótesis
de sustitución 43.2. Sustitucióndirecta entrecomponentes
del ahorro 5
3 . 3. Ahorro de las familias y financiación
del déficit público 64. Principalesresultados 75. Conclusiones 10
1. LA COMPENSACIÓNENTREDISTINTOSCOMPONENTESDEL
AHORRO NACIONAL: LITERATURA Y EVIDENCIA
EMPIRICA 121.1. Visión General 12
1 . 2. La dependenciadel ahorrofamiliar con respectoal empresarial 14
1.3. ¿Rasganlas familias el velo societario? 19
1.4. La equivalenciaricardiana 24
1 .5. ¿Son los consumidoresricardianos? 29
1.5.1. Enfoquede la ecuaciónde Euler 32
1.5.2. Contrastescon estimaciónde una
función agregadade consumo 351.6. Resumeny Conclusiones 43
II. UN CONTRASTE SENCILLO DE LA HIPÓTESIS DE
SUSTITUCIÓN EN EL AHORRO 47
11.1. Estabilidady sustitución 47
11.2. Metodologia 50
11.2.1.11.2.2.
11.2.3.
11.2.4.
11.3. Resultados
‘Esa.
11.3.2.
11.3.3.11.2. Resumeny
El contrasteADF de raíz unitaria
Contrastede cambiode media
Contrastede integraciónde orden
superiora 1
Un contrastealternativode la hipótesis
de estacionariedad
empíricos
Datos
SeriesindividualesPanelcompleto
Conclusiones
III. SUSTITUCIÓN DIRECTA ENTRE COMPONENTES DEL
AHORRO
111.1. Introducción
111.2. Consideracionesteóricos111.3. Cuestionesmetodológ-icas
111.4. Resultadosempíricos
111.4.1. DatosIII .4.2. Estimacióncon la rentacorriente111.4.3. Estimacionescon la renta
111.5. Resumen
IV. AHORRODE LAS FAMILIAS Y FINANCIACIÓN DEL DÉFICIT
PÚBLICO
IV.1.
IV.2.
IV.3.
Introducción
Modelo empíricoContrastede las hipótesisricardianay su
ausenciade velo societario
IV .4. Contrasteadicionalsobrela hipótesisricardiana
y de ausenciade velo societario
IV. 5. Resumeny Conclusiones
5052
54
5556
57
6064
69
73
73
75
84
88
88
90
96
101
106
106
109
113
120
128
2
V. CONCLUSIONES
V.1. MotivaciónV .2. Marco de análisis
V . 3. Principalesresultadosempíricos
V.4. Sumario
APÉNDICES
1. DATOSAl .1. Enumeraciónde las variables
Al. 2. Construcciónde las variablesutilizadas
Al. 3. Definición y fuentes
II. CONTRASTEDE RAÍZ UNITARIA BAJO LA HIPÓTESISNULA
DE ESTACIONARIEDAD
III. CONTRASTE DE EXOGENEIDAD
IV. HETEROGENEIDAD EN LOS COEFICIENTESESTIMADOS
V. EFECTOSFIJOS Y ALEATORIOS
BIBLIOGRAFÍA
136
136138
141
145
151
151
151152
153
156
159
162
166
171
3
INTRODUCCION
1. Motivación
La coexistenciaen períodosrecientesde elevadosdéficit públicos
conreduccionesen las tasasdeahorronacionalen la mayoríadepaísesdela OCDE, ha reavivado el interéspor el análisis de la incidencia de la
política fiscal en las decisionesde consumo/ahorrode los agentes.Enprimer lugar, la preocupaciónsuscitadapor la relación positiva entre
ahorro, acumulaciónde capital y crecimientoha contribuido a estimular
este interés. Asimismo, y en segundolugar, la observaciónde que
mientras la caídaen el ahorro de las familias ha sido considerable,el
ahorro privado en su conjunto no ha experimentadouna reducciónimportante,hareactivadola discusiónsobrela dependenciaquetienenlas
decisionesdeahorrode las familiasconrespectoalas decisionesdeahorro
de las empresas.
En relaciónal primerpunto cabedestacarla controversiasobreel
impactodiferencialde los distintosmecanismosdefinanciacióndel déficit
público sobre la actividad económica y, concretamente,la distinta
respuestadel consumoprivado a la financiación del gastopúblico vía
impuestos o vía deuda. En un entorno económicocon una creciente
preocupaciónpor la sostenibilidadde la política fiscal, cabeesperarque
el comportamientodel consumoprivadovengainfluido por lasexpectativas
quesetengansobrela política presupuestariafutura. La proposiciónde
Barro de que no hay una incidencia diferenciada sobre la demanda
agregadade las distintasformasdefinanciarel déficit, demaneraqueeseconómicamenteequivalentemantenerunpresupuestoequilibradoo emitir
deuda para financiar el déficit, ya que la sustitución de deudapor
impuestosno afectaa la riquezanial consumodel sectorprivado, ha sido
cuestionadateóricay empíricamente.Unaimplicaciónde estaproposiciónes que sólo el gastode absorcióndirectapor parte del sectorpúblico
(consumoe inversión) puedetenerun efecto expulsiónsobre el sector
privado al desviarrecursosde empleosprivadosalternativos.
En cuanto al segundopunto, cabeseñalarque muchos estudiosteóricos (que sustentanlas contrastacionesempíricas) modelizan las
decisiones de consumo/ahorro como una función de la restricción
presupuestariade todo el sector privado, implicando que las familias
tienenen cuentalas decisionesde ahorrode las empresas.Si estofueraasíy existieraunúnicoagenterepresentativo,demaneraqueno pudieran
observarsedistintaspropensionesmarginalesal consumodeperceptoresde rentas del trabajo y de la propiedad, toda reasignaciónde la carga
tributaria entreindividuosy empresasno afectaríaal ahorroprivado. El
supuestode integraciónentreel sectorfamiliary el empresarial,quetiene
su baseteóricaen el hechode que las familias sonlos propietariosde las
empresas,seconoceen la literatura como “hipótesis de ausenciade velosocietario”y si las familias secomportandeacuerdocon estesupuestose
ti
afirma que “rasganel velo societario
2. Justificacióny estructurade la tesis
El objetivo de esta tesis es el contrasteempírico, aplicado a un
conjunto de paises de la Unión Europea, de la hipótesis de que los
consumidorestienen en cuentalas decisionesde ahorro de las empresas
y del sector público a la hora de adoptar sus propias decisionesdeahorro. En ningún casosepropone investigarel impacto de la política
fiscal sobre las decisionesde ahorro de las empresas<’~,pero sí, en
cambio, el impacto diferenciadode las distintas formas de financiar el
gastopúblico.
La mayor parte de los trabajosempíricosen estasdos áreasde
análisis se ha realizadocon datos de serie temporal para la economía
norteamericana,si bienel númerodeestudiosaplicadosa otraseconomías
es creciente. En cualquiercaso, son muy escasos,todavía, los trabajos
queutilizan datosdepanelparael análisisdeestacuestión.Asimismo, se
han formuladoalgunascríticas metodológicasderivadasdel inadecuado
trato dado a los problemas de endogeneidady a la escasaatención
(1) En Poterba(1987) puedeencontraseuna revisión de los distintosenfoquesque explican como la tributación sobre dividendos y sobresociedadesafectaal ahorroempresarial.
2
prestadaa ladinámica,que tambiénjustifican el esfuerzodedicadoeneste
trabajo.
La evidenciaempíricarecogidaen los trabajosrealizadoshastala
fechacon distintosenfoquesy metodologíasy paradistintaseconomíasnoesconcluyente.Parece,sinembargo,dominarla interpretacióndequese
producesustitución, como mínimo, parcialy en el largoplazo, tanto con
respectoa empresascomo conrespectoal sectorpúblico en las decisionesde ahorrode las familias.
En esta tesis se proponeutilizar datos agregadosanualesde la
ContabilidadNacionalde un subconjuntode paisesde la Unión Europea,para los que se dispone de información homogéneapara las variables
relevantespara el análisis, y que son la RepúblicaFederalAlemana,
Francia,Italia, Portugal,ReinoUnido, Dinamarca,PaísesBajos, Bélgica
y España.El períodomuestrales 1970-1990,aunquehay paísesparalos
queel conjuntode datosesmenordebidoa que no se disponede toda la
informaciónrequeridaparatodos los años.
El análisisno se realizapaísapaís sino quese tiene en cuentatoda
la información disponible para las distintas series temporalesde las
distintas economías.La ventajade utilizar técnicasde datosde paneles
que permite realizar inferencias condicionadasen la heterogeneidad
presenteentre los individuos considerados,y al mismo tiemporecogerla
dinámicaque define las relacionesentre las distintas variables, lo que
conílevauna mayor robustezen los resultados.
El trabajo se componede cinco capítulos y cinco apéndices,que
siguena estapresentación.El primerorecogela revisión de la literatura
teóricay empírica, tanto sobreel áreade la sustituciónentreahorrode
las familias y de las empresascomo sobre la hipótesis de equivalencia
ricardiana. Dado el carácter aplicado de la tesis, la revisión de la
literatura teórica sobre estas dos áreasse resumemuy brevemente,
dedicándosemayoratencióna los trabajosdenaturalezaempírica.Los tres
capítulossiguientesconstituyenel núcleode la aportación,siendocadaunode ellosunaaplicaciónempíricadel contrastede distintosaspectosde
estas hipótesis de comportamiento.Cada capítulo proponeun enfoque
3
distinto paraabordaresteanálisis, por lo que requiereun distinto nivel
de formalización.Mientrasel segundosecentraen las consecuenciasque
cabeesperarquesemanifiestenen el comportamientode las seriesde la
tasa de ahorro nacional y privado si se satisfacenestas hipótesis decomportamiento,el tercero se destinaa determinar en qué medida el
impacto sobre el ahorro de las familias de las decisionesde ahorro del
sectorempresarialy del público es directo y la sustituciónesparcialy el
cuartoproponeun contrastede la hipótesis de equivalenciaricardianayde ausenciade velo societarioenun marcoestructural. Cadauno deellos
es autocontenidoen el sentidode querecogesuspropiasconclusionesypuedeser, por lo tanto, abordadode forma independiente.En el quinto
capítulo sepresentaun resumeny sereúnenlas conclusionesgeneralesque puedenextraersedel análisis realizado. Por otra parte, el primer
apéndiceesel de datosy contieneuna descripciónde la construcciónde
las distintas series utilizadas en los distintos capítulos. Los tres
siguientesrecogenla formulaciónde un contrastede raíz unitariabajo la
hipótesis nula de estacionariedad(apéndiceII), de un contraste deexogeneidad(apéndiceIII) y de un contrastede homogeneidadde los
coeficientesestimados(apéndiceIV). El último (apéndiceV) discute la
modelizacióny estimaciónbajo efectosfijos y aleatorios.
En el apartado que sigue se describen sucintamentelos tres
capítulosempíricos, señalandoel objetivo, la metodologíay la aportación
de la tesisen el área.Los resultadosse resumenen el apartadocuatroy
en el último serevisanmuy brevementelas conclusionesgenerales.
3. Resumende los tres capitulasempíricos
3.1. Un contrastesencillo de la hipótesisde sustitución
En el segundocapítulo sepropone la realizaciónde un contrastemuy sencillo de la hipótesis de sustitución que se fundamentaen las
consecuenciasquecabeesperarsobrela evoluciónde las seriesdeahorronacionaly privado si sesatisfacenestossupuestosde comportamientode
los agentes.En la medidaen la que los consumidoresincorporenen sus
decisionesdeahorro la actuacióndelrestodeagentesdela economía,cabe
4
esperaruna mayorestabilidaden las seriesagregadasde ahorro que enlas seriesmás desagregadaso individuales. La hipótesis de sustitución
perfectaentreahorropúblico y privadosepuedeformulardemaneramuy
simple como una hipótesis de constanciade la relación entre ahorro
nacionaly rentanacional.Deformasimilar, sepodríaformular la hipótesisdeausenciade velo societariocomo de constanciaentreahorroprivado y
rentanacional.
El análisis de la estacionariedadde las seriesde la tasade ahorro
constituyeasiel núcleode la primerapartedel trabajo. En estecontexto,
el conceptode estacionariedadse equiparaal de estabilidaden el largoplazo, de maneraquesepuedainterpretaren el sentidode que, aunque
la seriesealejetemporalmentede suvalor normalacabavolviendoa él. Seproponela realizaciónde tres contrastesdistintoscon distintashipótesis
nula y alternativa, para mayor robustezen los resultados.
Las aportacionesde estecapitulode la tesisradicanesencialmenteen, por un lado, la aplicación del conceptode estacionariedada este
contexto, ya queen los trabajosanterioresenestaáreaseutilizabantests
de Chow, que son más restrictivos, y por otro, en la extensiónde esteanálisis a un marcode panel.
3.2. Sustitucióndirectaentrecomponentesdel ahorro
En el tercer capítulo se propone cuantificar en qué medida los
consumidoresconsideranal ahorropúblicoy/o empresarialcomosustitutos
perfectos de su propio ahorro. Generalmente, el comportamiento
ahorradorde las familias suelemodelizarseincluyendola rentadisponible
de estesectoro algunaaproximacióna la rentapermanenteobtenida apartir de ella, comovariablerelevante.Tal modelizaciónlleva implícito el
supuestode que ni la renta de las empresas,ni el ahorro del sector
público son determinantesde las decisionesde las familias.
Se proponeestimar una función de ahorro del sectorfamilias queincorporecomo variablesexplicativasel ahorroempresarialy el público,
de tal maneraque seaposiblecontrastarla hipótesisde sustituibilidad.
5
Se optapor estimaruna función estáticay una dinámica,quese derivan
de las dos definicionesde rentaadoptadas:en el primer caso, seutilizala renta disponible corriente y en el segundose aproxima una renta
permanentea partir de un esquemade expectativasadaptativas.
La estimación directa de una función de ahorro, frente a la
alternativadeestimarunade consumoy derivar deella las consecuencias
parael ahorro,asícomo el tratamientodadoa laestimacióndeestafuncióncon datosde panelde un modelo dinámicoy con endogeneidaddefinenla
aportaciónde esta partede la tesis. Asimismo, puedeverse, también,
como un contrastesobreel nivel de agregaciónadecuadoparael concepto
de rentarelevantepara las decisionesde ahorro de las familias.
3.3 - Ahorro de las familiasy financiacióndel déficit público
En el cuarto capítulo de la tesis se desarrolla un análisis másestructural, centradoen el marco de la hipótesis de ciclo vital/renta
permanente,dondese propone contrastarla hipótesis de equivalencia
ricardiana y la de ausenciade velo societario. La satisfacciónde la
hipótesisricardianaimplica que las variacionesen el ahorro del sector
públicosecompensanplenamenteconvariacionesdesigno contrarioenel
ahorro familiar. En la medidaen la que lo que sedeseaes determinarlarelevancia de la financiación del déficit y no la de su nivel en las
decisionesde ahorro, parecenecesarioincluir variablestipo stock que
permitanconsiderarel impacto diferenciadode los flujos acumulados.En
realidad, tal enfoquepresuponela construcción de una variable deriquezano humana,de tal maneraqueseaposiblerespondera la pregunta
de si los consumidoresconsideranla deudapública como un componente
deestariqueza. Por otro lado, la satisfacciónde la hipótesisde ausencia
de velo societariocomportaqueel impacto quesobreel consumoprivadotienenlos beneficiosde lasempresasesindependientedesi sedistribuyen
en forma de dividendos o se quedanen la empresaen forma de mayor
ahorro empresarial.En otras palabras, los beneficios retenidosson un
componenteadicionalde la variablederentarelevanteparalas decisiones
de ahorro/consumode las familias.
6
Con el fin decontrastarestashipótesisdecomportamiento,sesigue
el enfoquepropuestoenKormendi (1983),quepermitediscernir,a partirde la estimaciónde una función de consumo,si las decisionesde ahorro
adoptadaspor los consumidoresrespondenmása postuladosquepueden
encuadrarsebajo la consideraciónde keynesianoso bien respondenalenfoqueconsolidado,que implica la satisfacciónconjuntade la hipótesis
de equivalenciay de ausenciade velo societario. En concreto, en este
capítulo se contrastanlas hipótesis de que las familias consolidansus
cuentascon las del sectorempresarial,de maneraque rasganel velosocietario, y de que los individuos descuentanlos flujos futuros de
impuestosimplícitos en los déficit observados.El enfoqueseguidopermite
determinar,no sólo el impactodirectode las decisionesdeahorrodeestos
sectoressobreel consumode las familias, sino tambiénsuefectovía renta
disponible.
La aportaciónde estecapitulosecentraen la extensióna un panelde paísesdel marco de análisis propuestopor Kormendi, lo que tiene
implicacionesmetodológicasde interés, así como en la estimacióndelmodeloen suforma dinámicay teniendoen cuentala posibilidadde quese
observenrespuestasdiferenciadasdependiendode las característicasde
los países.
4. Principalesresultados
Los contrastesde estacionariedadse efectúanbajo dos enfoques
alternativos: la consideraciónindividual, país a país de las distintas
series y la consideraciónde un modelo único para un conjunto de once
paises de la Unión (la antigua Comunidad con la excepción de
Luxemburgo),parael período1960-94,siguiendoel trabajodeLevin y Lin
(1993) sobrecontrastesderaíz unitaria con datosde panel. La limitacióndel enfoque individual, dada por la escasa longitud de las series
disponibles,aconsejatratamientosalternativos, por lo que se 0pta por
realizar un contraste ADF tradicional, donde la hipótesis nula es la
ausenciade estacionariedady un contrastepropuestoen LeybourneyMacCabe(1994) donde la nula esla estacionariedad.
7
Los resultadosobtenidosseñalanescasaevidenciadeestabilidaden
la tasade ahorro nacionalen torno a una única media por lo que cabe
pensar que la reducción observadaen dicha tasa no tiene carácter
transitorio, al menosen cuatrode los paísesanalizados.En cambio, y de
forma general, la tasade ahorroprivado semuestracomo estable,lo que
puedeinterpretarsecomo un indicio sobrela posibleexistenciade cierta
sustituciónentre el ahorro de las familiasy el de las empresas.
La estimaciónde una función de ahorro del sector familias paracontrastarsi existesustitucióndirectaque no seavía rentadisponible,
aplicadaa un panel incompleto de paísesde la Unión para el período1970-90, parece confirmar parcialmenteestos resultados. Cuando se
consideraque sólo los valorescorrientesde las variablesdeterminansus
decisionesdeahorro, serecogeevidenciade que las familias percibenlosbeneficios no distribuidos por las empresascomo parte de su renta,
mientasque el papeldesempeñadopor el ahorropúblico esirrelevante.
Por lo tanto, cabríainferir que, si bien la política fiscales efectivaen el
corto plazo, toda reforma tributaria recaudatoriamenteneutral que
traspasaraimposición desde sociedadesa personaso viceversa, no
afectaríaal nivel de ahorro nacional, ya que las familias consideranelahorroempresarialcomo propio.
En cambio, si la renta relevante para las decisiones es la
permanenteo esperada,entoncesel valor esperadodel ahorro público
tambiénincide sobrelas decisionesdeahorrodel sectorfamilias, pero en
tal proporción que la sustitución no es perfecta. Asimismo, el ahorro
empresarialsustituye sólo parcialmenteal familiar, de maneraque unaumentoen los beneficiosretenidosesperadostendrá un menor efecto
expansivosobreel consumoque un aumentoidéntico en alguno de los
componentesde la rentadisponiblede las familias (p.ej. los divídendos).
Por lo tanto, el nivel del ahorro privado se altera con cambios en la
distribución de la renta entre el sector empresarialy el familiar: las
familias rasgansólo parcialmenteel velo societario.
De la evidenciarecogidaaquí sedesprendeque variacionesen elahorropúblico, a cortoplazo, no afectanal ahorrode las familias si no es
vía rentadisponible. En cambio, un aumentoen el ahorropúblico quese
8
vea como permanentetendrá un impacto contractivo sobre el ahorro
familiar directamentey no solo a travésde sus efectossobre la rentadisponible. Porotra parte, todavariacióntributaria, recaudatoriamente
neutral, encaminadaa estimular de forma permanenteel reparto de
beneficiospor partede las empresas,vendráacompañadade un aumentoen el ahorrode las familias, mayoren el corto queen el largo plazo.
Porúltimo, seobtienenresultadosrelativamentesimilaresa partir
de la estimación de una función de consumo privado que permite
contrastarla hipótesisde que las familias rasganel velo societarioy que
se satisface la equivalenciaricardiana. Se postula que las variables
determinantesparalas decisionesde consumode las familias son la renta
nacional y la riqueza (sin incluir la deudapública), y se contrastaelposible impactodiferencial de cadauno de los componentesde las rentas
del sectorpúblico (impuestosy transferencias),del privado <beneficios
no distribuidos) y el papelde la deudapública. Si las familias rasganelvelo societario, no hay impacto diferenciado de las rentas del sector
empresarialen relación a las del familiar. Si las familias actúan en
consonanciacon la hipótesisricardiana, la deudano forma partede la
riqueza neta y el momento del pago de los impuestos (la forma de
financiación del déficit) no afecta a las decisionesde consumo. Lastransferencias,por su parte,puedentenerun efecto de redistribución
entredistintosnivelesde rentaconun impactopositivosobreel consumo,
queno contradicela hipótesisdeequivalencia.La relaciónentreconsumo
privadoy público puedetenercualquiersigno, segúndominenlos efectosde complementariedado de sustitución.
Los resultadosparecendecantarsepor la interpretacióndeque los
consumidoreseuropeosactúande acuerdocon la hipótesisricardianaenel largo plazo, mientras que, en el corto plazo, pareceque el enfoque
keynesianoreflejaconmayorprecisiónsucomportamiento.Asimismo,cabe
señalar que el consumopúblico no es una variable relevantepara las
decisionesde consumode los agentesni a corto ni a largoplazo,lo queen
cualquiercasoestáen consonanciaconel enfoquetradicionalkeynesiano.
Por otra parte, se recoge evidenciade que el ahorro empresariales
irrelevanteparalas decisionesde consumode las familias, demaneraque
los consumidoresno rasganel velo societario en el largo plazo y sólo
9
parcialmenteen el corto. Unaposibleexplicaciónpodríabuscarseen el
papelquepuededesempeñarla incertidumbre.Cabepensarquetanto losbeneficiosdistribuidoscomolos no distribuidosenel cortoplazotienenun
valor cierto, que sediluye en el largo plazo. La incertidumbresobrelos
beneficiosretenidosenel largoplazodificulta elcálculodel valorpresente
de lariquezapor ellosrecogida,demaneraquelasustituciónentreahorrofamiliar y empresarialno seproduceenel largoplazo,y sólo parcialmente
en el corto.
Denuevo, laconclusiónquepuedeextraerseesquelapolítica fiscal
puedeserefectivaenel corto, pero no enel largo plazo. En concreto, la
rentadisponiblede las familiasesla variablerelevanteparalas decisiones
de los consumidoresen el corto plazo,por lo quetodamedidaencaminadaa alterarsu nivel afectaráa la elecciónentreconsumoy ahorro.Asimismo,
pareceque la forma de financiacióndel déficit no es relevanteparalas
decisionesde consumo, aunquehay evidencia de que la respuestaa
determinadasvariablespúblicasdifiere segúnel nivel de endeudamientodel país, lo cual puede interpretarseen el sentido de que los déficit
pasadosimportan. En concreto, en los paisescon un nivel reducidode
deudapública la política fiscal es efectiva ya que los consumidoresno
descuentanfuturos impuestos,al contrariode lo queocurreen los paisescon un historial de elevadosdéficit, sintentizadoen un elevadonivel de
endeudamientopúblico. Por otro lado, los paísescon niveleselevadosderenta per capita tienden a considerar el consumo público como
complementariodel privado y no como sustituto, tal como ocurrecon los
paises con menor nivel de renta. Por lo tanto, en los paises más
desarrolladosseatenúael efectoexpulsiónqueel gastopúblico pudiera
tenersobreel privado.
5. Conclusiones
La evidenciarecogidaenel capítuloII deestetrabajomuestraquelas tasasde ahorro nacionaly privado son establesen los paísesde la
Comunidad.Aunqueen muchoscasosestaestabilidadseha interpretado
como evidenciaa favor de la existenciade sustituciónentrelos distintos
10
componentesdel ahorro, no esen ningúncasouna condiciónnecesariani
suficienteparaque seproduzcaestarelación.
En realidad, cuando se estima una función de ahorro para
contrastar si se observala presenciade sustitución directa entre el
ahorro empresarialy el familiar y entreestey el público, que no seaatravésde la rentadisponible (capítulo III), se concluye que cuandose
tienenen cuentalos valoresesperadosde las variablesla sustituciónenamboscasosessólo parcial. Sin embargo,cuandosetienenen cuentano
sólo las variables flujo sino las stock, entre los determinantesde las
decisionesde ahorro/consumo(capítulo IV) no seencuentraevidenciade
quelas familias rasguenel velo societario,peroen cambiosi queparecen
descontarlos impuestosfuturos. A corto plazo, en cambio, el ahorrode
las empresasforma parte de la renta relevantepara las decisionesdeahorrodel sectorfamiliasy las transferenciasnetasde impuestostambién
influyen sobreel consumo.
Por lo tanto, cabepensarque la caídaen la tasadeahorronacional
observadaen la mayoría de economíasoccidentalesno tiene carácter
permanente,en el sentidode quesegúnlos resultadosobtenidosaquí, el
desahorropúblico secompensaenel largoplazoconaumentosenel ahorro
familiar. En cambio, no pareceque el resultadode estabilidadobtenidopara la tasa de ahorro privado sea producto de los movimientos
compensatoriosque realizanlas familiasantevariacionesen los beneficios
no distribuidos. Puede ser, en cambio, el resultado de respuestasdivergentesdel ahorro familiar y del empresarialfrente al ciclo. Cabe
pensarque, cuandoel PIB crece las familias incluso se endeudanpara
consumir, reduciendo así su ahorro, mientras que las empresas
aprovechanparaampliarmárgenesy ahorrarmás. En la faserecesivadelciclo, las familias reducensuconsumo,sededicanaahorrar, mientrasque
las empresasven como sus márgenesse estrechany pasana ahorrar
menos.
11
1
LA COMPENSACIÓNENTRE DISTINTOS COMPONENTES
DEL AHORRO NACIONAL: LITERATURA Y EVIDENCIA EMPIRICA
1.1. Visión general
La función de consumo que se deriva de la hipótesis de ciclo
vital/renta permanentey que fundamentagran parte de los modeloseconométricos existentes, relaciona el consumo con distintas
aproximacionesa la riqueza intertemporalde las familias.
La rentadisponibledelas familiascorrientey/o retrasaday el stock
de capital suelen formar parte de este conjunto de variables. Laespecificaciónde un modelodondesólo el componentefamiliar de la renta
nacionalestenidoencuenta,tal comoocurrebajoel enfoquekeynesiano,
lleva implícita una asimetríaen el tratamientode las variablesfiscalesya
que los efectosde las transferenciase impuestosfuturos así como del
consumopúblico presentey futuro seignorantotalmente,cuandola teoría
sobre la que se sustenta el comportamientodel consumo tiene una
perspectivaintertemporal.Asimismo,no distinguedeforma clarael papel
desempeñadopor el sector familias del desempeñadopor el sectorempresarial.
Las asimetríasde esteenfoquefueron señaladasinicialmente por
Bailey (1962), preconizando lo que se ha denominado el enfoque
consolidadoo “ultrarracional”. Bajo este enfoque, se suponeque los
agentes privados incorporan la restricción intertemporal del sector
público en su propia restricción y que evalúanlas consecuenciasde la
actuacióndelsectorpúblico sobresupropio nivel debienestar.Asimismo,
implica que las familias consolidan su actuación con la del sectorempresarial,de maneraquesesuponequeestasrasganel velo societario.
12
Unade lasprimerasconsecuenciasquesederivande la satisfacción
de estepostuladode comportamientoes que existela posibilidad de un
efecto expulsión directo del gasto privado por la actuacióndel sectorpúblico. Esteresultadopuededarseo bien a partir de la sustituciónde
consumo privado por consumo público o de la sustitución de ahorroprivado por ahorropúblico. El primer efecto se derivadel supuestode
que el consumopúblico produceutilidad a los individuos, lo que no tiene
que implicar necesariamente,quela únicarelaciónposibleentreconsumo
privado y público sea la de sustitución, pudiendo existir
complementariedado incluso independenciaentre ambasvariables. Elsegundosebasaen la hipótesisricardianadedescuentode los impuestos,que suponeque los agentesprevén la cargaimpositiva futura que se
derivade la financiacióndel gastopúblico corrientey futuro y la tienen
encuentaen su comportamientopresente.
La satisfacciónde lahipótesisricardianaensu versiónmásestricta
requiere, a su vez, que se satisfaganun conjunto de supuestosmás o
menosrestrictivos. Sin embargo,aunqueesdifícil quela mayoríadeestos
supuestosse observenen las economíasreales, el enfoqueque integraestahipótesis de actuaciónconstituyeuna visión menos restrictiva del
comportamientode los agentesqueel quesederivadel modelokeynesiano.
Mientras que parecepoco plausible que se satisfagala hipótesis de
descuentode los impuestos en su versión extrema, tanto el efecto
expulsióndirecto comolas expectativassobremayoresimpuestosfuturos(o recorte de gasto) puedenserfactoresrelevantesparadeterminarel
impacto de la política fiscal hoy o de los ajustes presupuestariosplaneados.Por ejemplo, si la preocupaciónpor los impuestosfuturos es
importantey la sustituciónentreconsumopúblico y privado esalta, los
déficit actualesdeprimenal consumoprivado mientrasque el anunciode
restriccionespresupuestariasenel futuro lo estimula.Al contrario, si no
seproducedescuentode impuestosy el consumopúblico no sustituyeal
privado,el déficit del sectorpúblico hoyestimulael consumomientrasque
reduccionesde gastoo mayoresimpuestoslo deprimen.Asimismo, unareforma fiscal recaudatoriamenteneutral que redujera el ahorro
empresarialy aumentarala rentadisponible de las familias podría dejar
inalteradoel ahorroprivado si los individuosajustansusplanesdeahorropara contrarrestarlos cambiosen el ahorroempresarial.
13
En estecapituloseproponerevisarla literaturaempíricasobrelas
dos hipótesis de comportamiento:a) que las familias rasgan el velo
societario b) que las familias rasgan el velo público y actúan en
consonanciacon la hipótesisde equivalenciaricardiana.Paraello, en el
próximo apartado se presentarásucintamente la discusión sobre la
posibilidad de que el ahorro empresarialsea un sustituto perfecto del
familiar. A continuación,en el apartado1.3, serevisaránlos principalestrabajos realizados para contrastar empíricamenteesta hipótesis de
comportamiento.El apartado1 .4 constituiráun resumendeldebatesobrela hipótesisricardianaconespecialénfasisen los supuestosquesubyacen
en los modelosquepostulanla satisfacciónde estahipótesis.El apartado
1.5 sedestinaráa la descripciónde los trabajosempíricosen estaáreade
trabajo. En esteapartadosedestacaránantetodo las aportacionescuya
metodologíao enfoquedifiere de la utilizadaparacontrastarla primerade
lashipótesis.En ningúncaso,la revisiónsepretendeexhaustivasino que
seproponedestacarlasprincipalesaportacionesencadaunade lasáreas.
El último apartadorecogeel resumeny las conclusiones.
1.2. La dependenciadel ahorro familiar conrespectoal empresarial
En la medidaque los propietariosde los activosempresarialesson
las familias, los cambios que se producen en el ahorro empresarial
conducena cambios en la riqueza neta de las familias en la misma
dirección. Por ello, la distinción entre beneficios distribuidos y no
distribuidos (equivalentesal ahorroempresarial)esirrelevanteparalas
decisionesde consumoya que sólo refleja la forma en que sematerializa
estariqueza. En estesentidoes como si las familias incorporaranen su
restricciónpresupuestariala rentade las empresas.Por lo tanto, si se
produceuna modificaciónimpositivaquesearecaudatoriamenteneutraly
quereduzcael ahorroempresarialy encambioaumentela rentadisponible
de las familias, el ahorro privado podría mantenerseinalteradosí los
individuos ajustasensus planesde ahorro contrarrestandola reducción
en el ahorroempresarial.
En cualquier caso, se han formulado hipótesisalternativasparaexplicar las relacionesentreahorroempresarialy familiar quevan desde
14
las que postulanque la compensaciónescompleta,tal como sederiva de
los modelosde ciclo vital <Ando y Modigliani (1963)>,a los quedefienden
la independenciaparcialo total. En concreto,sehanseñaladoun conjunto
de factores, relacionadostanto con las restriccionesa las que se ven
sujetos los consumidores,como con el comportamientofinanciero de las
empresas,quepuedenconducira que la compensaciónno seaperfecta.
En realidad,los efectossobreelahorroprivado deun cambioen losbeneficios no distribuidos dependende los factores que motivaron la
variación. Muchos shocksque afectanal ahorro empresarialafectanal
familiar en la misma dirección. Por ejemplo, si el ahorro empresarial
aumentadebidoa unamejoraen la productividaddel capitalempresarial,
la tasa de rendimientopercibida por los inversores privados también
cambiará,por lo que cabeesperarque tanto el ahorro familiar como elempresarialaumenten.Sin embargo,la hipótesisquesedeseacontrastar
es si las respuestasdel consumoprivado y del ahorro familiar difieren
según si los beneficios se distribuyen en forma de dividendos o se
retienenen la empresaen forma deahorrosocietario.Por ello, unaforma
de canalizarestacuestiónes considerarel impactosobrelas decisionesde
consumo/ahorrode sustituir la recaudaciónobtenidavía sociedadesporla obtenidavía rentapersonal.
La distribución de la rentapodría desempeñarun papelimportante
a la hora de explicar la relación observadaentre ahorro familiar y
empresarial. Así, una reforma tributaria, aunque recaudatoriamente
neutral, puede tener un impacto redistributivo, al afectar de forma
diferenciadaa los propietarios de las empresasque a las familias con
menoresnivelesde ingresos,y conuna composiciónpor fuentesderenta
muy distinta. No hayningunarazónparaesperarquelos cambiosquese
canalizan a través del impuesto sobre sociedades tengan una
correspondenciaexactaa nivel de cadafamilia con los cambiosen las
cargastributariaspersonales.Incluso si los propietariosde las acciones
rasganel velo societarioy ajustansu consumoen respuestaa unamayorcargaimpositiva neta, las transferenciasdesdelos accionistasa otras
familias con mayorpropensiónal consumopuedeconducira unareducción
en el ahorroprivado.
15
Formalmente,la dependenciadel ahorro familiar con respectoal
empresarialpuederecogerseenun modeloestándar,en el que sesupone
que las familias eligen el consumoque maximiza la sumadescontadade
utilidades, sujetoa la restricciónpresupuestaria:
yl~1 — ~ (1.1>E _____ =E _______ + vt~ (1 + r)
1 J~ (1 +
donde ct es el gastoen consumo, yl,~ es la renta del trabajo antesde
impuestos,-rp~son los impuestosquegravanalas familias, y vt esel valor
de mercadode los activosempresarialesen el períodot. El valor de estos
activos es igual al valor presente descontado de los dividendosempresarialessobreel capitalexistente:
= E ______________ (1.2)(1 +
siendo bfo los beneficios empresarialesy zct los impuestosde sumafija
sobrelos beneficios.
Sustituyendola ecuación (1.2) en (1.1), se puede ver que la
restricción intertemporalde las familias no se ve afectadapor cambiosimpositivos que mantienenel valor presentede la recaudaciónpública:
(yl~~ + bfo~.) tc~~ + Pt4j (1.3)____ ______ -x _____
i~ (1 + r)~ (1 + r)1 i’~ (1 +
Estaecuación,quepuedeconstituir tambiénla baseparael debate
soore la satisfacción de la equivalenciaricardiana, muestraque las
perturbacionesimpositivasqueafectanel repartoentre rc y rp en variosañossin alterar la sumatotal, no deberíantenerningún efectosobrelas
decisiones de consumo, En realidad, tal reparto sólo modifica la
composicióndel flujo de rentade las familias, pero no su nivel.
16
El impacto sobreel consumode una reducción en los impuestospersonales compensada por un aumento en los empresariales
(dic =-drp ) vienedado por
ttj t+j
d—E<_dc~ dc~ ~ díp~ _ & dv (1.4)1 _díc~~ dzp~~ = c~ E + r)1 cgi~ (1
Si las familias no tienen restriccionesde liquidez y perciben los
cambios en el valor de las acciones como shocks permanentes,la
propensión marginal al consumo de cambios en el valor descontadopresentede la renta laboral, c> es la misma que la que se deriva de
dv~ 1cambiosen las gananciasde capital,c’ . Si , entonces
cg díc~~ (1 +
el cambioen la cargaimpositiva no afectaal ahorro.
Dos tipos de argumentosjustifican la no satisfacción de esta
hipótesis de integración: los que se derivan de los supuestossobreelcomportamientoempresarialU)y los que se derivan de los supuestos
sobreel comportamientode las familias.
Por lo que respectaa las empresas,el problemase centraen las
distintasfuncionesobjetivoperseguidaspor los gerentesenrelacióna los
accionistasy en consideracionesde información asimétrica. En otras
palabras, puedeque las familias no consolidensus cuentascon las del
sector empresarialpor la ausenciade un verdaderocontrol sobre las
decisionesadoptadasanivel societario.Entérminosgenerales,pareceque
los gerentesmuestranuna tendenciaa no distribuir beneficiosy a tomardecisionesde inversión que generanun rendimientopor debajo del de
mercado<2>. Si los gerentesinvierten los beneficiosno distribuidos en
proyectosque tienen un rendimientopor debajo del de mercado, y se
<‘~ En Marchante(1986) puedeencontrarseuna revisión del enfoqueempresarialy del impacto que el distinto tratamiento fiscal dado adividendos y ganancias de capital tiene sobre las decisiones definanciación e inversión.
(2) Dentro de estalínea argumental,véanseJensen(1986) y Makin y
Shoven(1987).
17
aumentanlos impuestossobresociedades,el valor de las accionesse
reduciráen menormedidaque el aumentoimpositivo. Esteaumentoen los
impuestospodríafinanciarsecon los resultadosobtenidosde la mejoraen
las decisionesde los gerentespor lo que, aunquese observaraque lapropensiónmarginalal consumode las rentaslaboralesfuera igual al de
las gananciasde capital,sepodríaproducirunaumentoenel consumo.En
cambio,problemasde informaciónasimétricapuedenconduciral resultado
contrario. Concretamente,si debidoa la dificultad deobservarla calidad
de un nuevoproyectode inversión, el costede la financiacióninterna es
menorque el de la externa,ya que los inversoresexternosexigentasas
de rendimientomayoresparacompensarel riesgo, entoncesun aumento
en los impuestossobresociedadespodríareducir el valor de la acciónporencimadeestavariaciónenlos impuestos,teniendoun impactocontractivo
sobreel consumo<3>.
Porel ladode las familias, cabeseñalarquepuedentenerdistintaspropensionesmarginalesal ahorro con respectoa distintos tipos de
rentas<4), que explicaría la distinta respuesta del consumo ante
variacionesen los distintos componentesde la renta. Por otro lado, el
caráctertransitorio que los consumidorespuedenadscribira un cambio
en el valor de las accionespuedefundamentarunarespuestadistinta con
respecto a una variación en los dividendos, que puede verse comopermanente.En estesentido, la incertidumbreasociadaal futuro puede
explicar que el distinto horizonte temporal de la realizaciónde amboscomponentesde la riquezase constítuyaen un elementodiferenciador.
Asimismo, cabe pensarque la propensión marginal al consumo de los
perceptores de gananciasde capital puede ser distinta de la que
presentanlas familias cuyafuenteprincipal de rentasesla laboral. Cabe
esperaren todo caso, unaasociaciónpositivaentrenivel derentay peso
de las gananciasdecapitalen los ingresosdela familia, por lo queel valor
(3) Los problemasde informaciónimperfectase discutenen Stiglitz yWeiss (1981).
(4) Uno de los trabajospionerosenel áreade la contrastaciónempíricade que las familias tienen distintas propensionesmarginalesal consumosegúnfuentesderentaes Taylor (1971). Un trabajomásrecienteesel deKoskela y Viren (1984).
18
de lapropensiónmarginalal consumoestaríainversamenterelacionadocon
estaparticipación.Porotraparte, diferenciasen las tasasde preferenciatemporalentrefamilias y en la edadde los individuospuedenafectarestos
resultados.Por lo tanto, el efectonetodeunareformarecaudatoriamente
neutral, que sustituya impuestos que recaen sobre las familias por
impuestosquerecaensobresociedades,dependede la distribución de la
propiedad de la empresa y del tamaño de las diferencias en laspropensionesmarginalesal consumoconrespectoa distintasfuentesde
renta.
1.3. ¿Rasganlas familias el velo societario?
El trabajo de Denison(1958)espioneroen el áreadel contrastede
la hipótesis de que las familias rasganel velo societario, al recoger la
observaciónde que el ahorro privado bruto es más estable que suscomponentesfamiliar y empresarialenel casoamericano.Interpretaesta
estabilidadcomoevidenciadequeseproduceunacompensaciónsustancialentreel ahorro de estos dos sectores.El análisis de Denisonabarcael
periodo 1929-1956,sin incluir 1942-1947,y señalaque la ratio ahorro
privado/PNB se mantiene constante a pesar de los cambios en la
composicióndel PNB entresectorpúblico y privado y la gran volatilidad
mostradapor el ahorro familiar y el empresarial. Otros factorescomo
cambiostributarios, en los tipos de interéso en las gananciasy pérdidas
de capital no parecenhaber incidido sobreesta estabilidad. Denisonsugierequeunaposibleexplicaciónpuedeencontrarseenel hechodeque
las familias sustituyensu ahorropor el de las empresas.
En David y Scadding(1974) sesiguela líneainiciada en Denisony
no sólo se expandeel período de análisis para queabarquedesde1898
hasta1964, sino queseproponeuna medidaadicionaldel ahorroprivado
que incluye el gastoen bienesde consumoduradero.
Con el objetivo de teneren cuentael papelquedesempeñael ciclo,
estimanla función:
19
51N f31y~-f32(y -y~)+e~ (1.5)
dondesp~ es el ahorro privado bruto en t, y~ es el ProductoNacional
Bruto (PNB) del pico del ciclo más cercano,y~ es el PNB en t, e esunt
residuoy t3~ y ~2 sepodríaninterpretarcomolaspropensionesmarginales
a ahorrarde la rentapermanentey transitoria, respectivamente.
Tal especificaciónconstituye una reformulación de la ecuaciónpropuestapor Denison,queutiliza y>,, el PNB del año más cercanode
empleoelevado~5~,lo queevita unadiscusiónsobrela definición de este
valor de referenciay essimilar a la especificaciónde Ando y Modigliani
(1963).
A partir de los resultadosobtenidoscon tests de Chow, recogen
evidenciade que la ley de Denison se satisfacepara este período más
amplio, enel sentidodequela tasadeahorroprivado no muestraninguna
tendenciay presentaescasavariación. Si en la definición de ahorroseincluye el flujo de gasto en bienes de consumo duradero tampoco el
contrastede Chow recogeuna ruptura. Concluyenqueestosresultados
implican que las familias actúancomo si el ahorro empresarialfuera unsustitutoperfecto del familiar.
La estabilidadde la tasadeahorroprivado tambiénesanalizadaen
Glennon (1985) para el período 1929-1965 (excluyendo 1942-1945) y1966-1979,a partir de la estimaciónde la ecuación(1.5). Utiliza datos
anuales y trimestrales de la economía norteamericanacon distintas
definiciones de ahorro y a partir de un contrastede Chow rechazala
hipótesisnula de que los coeficientesde la rentanacionalyn~ sonigualesen ambosperíodoscuandolos datossonde las cuentasfinancieras(flujos
de fondos) y no puederechazarlacuandoson datos de las cuentasno
financieras. Asimismo, analiza otros cinco paises (Australia, Canadá,
Francia,RepúblicaFederalAlemanay Reino Unido) y concluye que con
datosdecuentasnofinancieraslos coeficientesdelPNB~paralos períodos
(5) Denison<1958) defineun año de empleoelevado como aquelen elquela tasade paro semantienepor debajodel 6%.
20
1970-76 y 1977-82son estadísticamentedistintos en todos los paises,exceptoen Francia.
La conclusiónglobal que Glennonresaltaesque la ley de Denison
no secumpleya quedependede la definición deahorroutilizada y por lo
tanto no se desprendeque, en general, los consumidoressustituyan
ahorroempresarialpor el propio.
En Herce (1986) y Gulley (1990) se propone la realizaciónde un
contrastede Chow modificado, a partir de la introducción de variables
artificiales enunaregresiónde la rentanacionalsobreunaconstantey el
ahorroprivado. En concreto,Gulley formula la ecuacióna estimarcomo:
I3~ + I31y~ + f3
2dumb +13
3(dumb* y~) + e~ (1.6)
dondedum esunavariableartificial quees igual a ceroantesdel período
(año) de ruptura lo, y toma el valor uno, después.La hipótesisnula es
que ~ y 133 son conjuntamenteceroy si se rechazase interpretaen el
sentidode queseha producidoun desplazamientoen la constanteyfo en
la pendiente(E>.Asimismo, Gulley seproponela utilización del contraste
de raíz unitaria para las tasas de ahorro formulado en Said y Dickey
(1984)<’~ y explora la posibilidad de que exista una relación de
cointegraciónentreel ahorroprivado y la rentanacional, demaneraqueaunqueseobservaraque la ratio tieneunaraíz unitaria, pudieraexistir
una relaciónde equilibrio entrelas dosvariables. Paraello, despuésde
analizarel ordendeintegraciónde las seriessp, y ~ y no poderrechazar
(6) En Herce no se incluye la variableartificial multiplicativa, ya que
corre lina regresión no del nivel sino directamentede la tasade ahorrosobreuna constante.
(7) En concreto, seestiman
‘~ + px~~1 + E y~Ax~ + et
dondex es el valor actual de la tasade ahorro privado sobrela rentanacionalen logs. Si = O y p < 1, x~ esuna serie estacionariay si 13~0y p = 1, x~ no es estacionaria.
21
quetienenunaraízunitaria, aplicaelmétodoendosetapaspropuestopor
Engley Granger (1987), estimandopor MCO la ecuación:
= + fi1y~+e~ (1.7)
Si la serie de los residuose es estacionaria,se concluye que last
seriesdeahorroy rentaestáncointegradas,tomándosecomoevidenciade
que existe una relación de equilibrio a largo plazo entre ellas. Laexistenciadeestarelacióndeequilibrio seinterpretaen elsentidodeque
las decisionesdeahorroseadoptana nivel del sectorprivadoy no a nivel
del sectorfamilia.
Con datostrimestralesparael período1952:1 hasta1987: IV para
la economíanorteamericanaGulley concluye que la ley de Denisonno se
satisfaceni en la décadade los setenta, ni en la de los ochenta. En
cambio, con los datos anualespara el periodo 1964-84 de la economia
española,Herce concluye que no puederechazarsela hipótesisnula de
estabilidad,habiendoimpuesto1974 como añode ruptura.
El contrastede la hipótesisde que los consumidoresrasganel velosocietario se ha realizado también de forma alternativa a partir de la
estimaciónde funciones de ahorro o de consumo de forma reducida,aunquetodavía sonmuy escasoslos trabajosrealizadosen estaárea. Se
podría afirmar que, a grandes rasgos, se observan dos enfoques
relativamente distintos dentro de este marco. Bajo uno de ellos, seincluyenlos beneficiosno distribuidoscomo unregresory secontrastasi
el coeficientede esta variable es igual al de la rentadisponible de las
familias. Si no puederechazarseestahipótesisnula, seconcluye que las
familias rasganel velo societario.Alternativamente,seestimaunafunción
de consumo/ahorroagregadoy secomparanlas propensionesmarginalesal consumo/ahorrode dividendos con la correspondientea beneficios
retenidos,en consonanciacon los postuladosde Kaldor de quela tasade
ahorrode una economíanacionaldependede la distribución funcional de
la renta. En estesentido, bajo esteenfoque, se admiteuna respuesta
diferenciadadel consumosegúnfuentesde renta.
22
Las estimaciones realizadas con datos para la economia
estadounidense,tanto de funcionesde consumoprivado como de ahorro
privadofamiliar parecencoincidir enel rechazode la hipótesisde que las
familiasrasganel velosocietario.En concreto,lasestimacionesdePoterba
(1987)deunafunción deahorroprivado parael período1948-86y 1931-86
sugierenque un aumentoen el ahorro empresarialaumentael ahorroprivado. Asimismo, en Feldstein (1973) se muestraquepara el período
1929-66la propensiónmarginalal consumode la rentadisponibleesmayorque la de los beneficios retenidos, mientras que la reestimaciónde
Auerbach(1982) parael período1960-82no puederechazarla hipótesis
nula de que el ahorro empresarialno influye sobre las decisionesde
consumo. Tambiénen Bathia (1979) y en Hendershotty Peek(1987) seencuentraevidenciade que las familias compensansólo parcialmentelos
cambios observadosen el ahorro empresarial. En todos estos casos
parece, por lo tanto, que los resultadosestánen contradicción con la
interpretaciónque seda a la estabilidadobservadaen la tasade ahorro
privado.
Los trabajosrealizadoscondatosparaotrospaísesparecendetectar
estamismafalta de respuesta.En concreto,enun análisisde 13 paísesde
la OCDE para el período 1960-80, aplicandoun enfoque de panel en laestimaciónde una función de ahorro privado, Marchante(1986) muestra
que la propensiónmarginal al ahorro de los beneficios retenidoses más
elevada que la propensiónmarginal al ahorro de la renta personal
disponibley que, a corto plazo, la propensiónal ahorrode los beneficios
retenidosno es significativamentedistinta deuno, en consonanciacon la
hipótesis de independencia.En otras palabras,variacionesen el ahorro
empresarialsetransmitencompletamenteal agregadodel sectorprivado.
La contrastacióndeestahipótesisenel casoespañolseharealizado
en Herce (1986), Raymond(1990), Ayerbe (1989) y Marchante(1993) a
partir de la estimaciónde unafuncióndeahorroen los dosprimeroscasos
parael período1964-84y 1971-89,y deunafunción deconsumoen los dossiguientes, abarcandolos años 1970-85y 1955-88,respectivamente.En
estos trabajos se concluye que no hay sustituibilidad total entre los
componentesdel ahorroprivado, demaneraque la rentadisponible de las
23
familias puede considerarsecomo la principal variable que tienen encuentalas economíasdomésticasal realizarsu gastode consumo.
1.4. La equivalenciaricardiana
El teoremade la equivalenciaricardianapostula que los déficit
presupuestariosfinanciadosconemisiónde deudapública no afectana la
demandaagregada,ni a los tipos de interés,ya que estecrecimientode
la deudapública se neutralizapor un aumentoen el ahorro privado. Elvalor actualizadode esteahorro futuro compensaexactamenteel déficit
creado,de maneratal quela sustitucióndedeudapor impuestosno afecta
a la riquezadel sectorprivado.
La publicacióndel articulo de Barro (1974)“Are governmentbonds
net wealth?”, que cuestionala efectividad de la política keynesianade
reactivacióna partir de aumentosdel déficit público, relanzó el debate
sobresi los consumidoresconsiderana los títulos de deudapública comoun componenteneto de su patrimonio.
Porun lado, la emisiónde deudapuedepercibirsecomo un aumento
de los activos por parte de los agentesque, no teniendo en cuenta u
olvidandolos compromisosfiscalesde los queestostítulos constituyenla
contrapartida,no realizanningunaprovisióndefondosparael pagodelos
futuros impuestos. Se produce, entonces, un efecto riqueza que se
traduce de inmediato, en un aumento del consumo. Asimismo, lamodificacióndel equilibrio del mercadode capitales(la tensiónproducida
por los tipos de interésdebidaal mayorconsumo)puedereducirel stock
de capitalen relacióna la situaciónen la que no seproducela emisiónde
deuda.
Si, por el contrario, los agentesno ignoranla obligaciónde hacerfrenteal pagode los impuestosfuturos necesariosparapagarel servicio
de la deuda,el efectoriquezaesinexistente,siemprequela actualización
de los compromisosfiscalesseacorrecta. En consecuencia,es indistinto
desdeel punto de vista de la demandaglobal, financiar el gastopúblico
24
con recursoa la emisióna financiarlo con impuestos.Bajo esteenfoque
ricardiano los contribuyentesconsideranel préstamoal sectorpúblicocomo un simple medio dediferir los impuestos.Al internalizarel valor de
los impuestosque deberánpagar para hacer frente al servicio de la
deuda,los consumidoresaumentansu ahorroenun montanteequivalenteal endeudamientopúblico, de manera que la elección de deudapara
financiar el déficit, no ejerceningunainfluenciani sobreel consumo,ni
sobrela ofertadetrabajo, ni sobreel equilibrio del mercadode capitales.
De manera formalizada se puede considerar que la restriccióntemporaldel sectorpúblico seexpresacomo:
+ r*bp__ = ‘rg~ + bp~ - bp~1
donde g~ es el gastopúblico, zg~ los ingresosfiscalesde sumafija y bp~
la deudapública, expresadostodos ellosen volumeny per cápita. El tipo
de interés,r, sesuponeconstante.
Si separtede una situaciónpasadacaracterizadapor el equilibriopresupuestario,la aparición,enel período0, deundéficit financiadocon
préstamobp~, reduceenunacuantíaigual el montantede impuestosquese
necesitaríanparafinanciar el gastopúblico en ausenciade déficit:
= zgr, + bpr,
Así, si la deudacrecea la tasan, dado el perfil de gastos, elserviciode la deudarequiereunaumentode los impuestosde (r - n)bp~1.
De ello seinfiere que el valor actualizadode los impuestosgeneradospor
la sustituciónde deudapor impuestosse escribecomo:
bpr, (r — n) j Ií+nt’(1 +r) ~=~k1-.-r)
expresiónqueen el límite esigual a la deudainicial, bp~,.
La restricciónintertemporaldel sectorpúblico sepuederesumiren
la expresión:
25
s g~ -rg~
Si el consumidorinternalizatotalmentela restricciónintertemporal
del gobierno,supropia restricciónintertemporalesindependientede lasmodalidadesde financiaciónya que si c es el consumoprivado e y, su
rentabruta, entonces:
t~ (1 + r)t t~ (1 + nt ~ (1 + r)t
Suponiendoutilidad separable,el consumidorelige su sendadeconsumoque maximizasu función de utilidad intertemporal
U(c~)
~ (1 + r)t
y quees independientede la elecciónentreimpuestosy deuda.
La satisfacciónde tal resultadode equivalenciareposasobreun
conjunto de supuestosrelativamenterestrictivos que si no se cumplen
invalidan parcial o totalmente los resultados de equivalencia. A
continuación se revisan los principales elementos que han venido
señalándosecomo determinantesdequeen las economíasrealeslos planes
de consumoy ahorrono seanneutralesenrelaciónal momentode los pagos
(Contreras(1990)).
a) Horizontede vida finito y herencias
Los consumidorestienenen todo casoun horizonte de vida finito,
mientras que la hipótesis se satisface para un horizonte infinito.
Asimismo, si la generaciónpresenteno se preocupade la futura, no seobservaráeste aumentodel ahorro hoy, para pagar los impuestosdel
mañana.Sinembargo,sehanformuladomodelosqueincluyenelbienestar
de las generacionesfuturas en la función deutilidad de los consumidores
de hoy, que permiterestablecerel resultadode la hipótesisricardiana.
26
En concreto,el modelointergeneracionaldeBarroestableceun mecanismodetransferenciaspatrimonialesintergeneracionales,de tal maneraqueel
comportamientoaltruista de los padres hacia sus hijos transforma el
modelode horizontefinito en uno de infinito.
A pesar de estaconsideraciónexistenfactores que rompenesta
cadenade generacionessucesivas,entreellosla presenciadefamilias sin
hijos o de familias cuyo bienestarimplica una herencianegativa, lo que
comportaqueprefieran consumirmássi se reducenlos impuestosa costa
de aumentarlos a las generaciones siguientes. Asimismo, bajo
incertidumbre sobreel horizonte temporal de vida y sin altruismo, la
equivalenciaricardiana no se mantieneya que existe una probabilidad
positiva de quelos individuos mueranantesde quepuedanhacerfrente
a todos los impuestosque el nivel de deudaactualrequiere (Blanchard(1985)).
La equivalencia ricardiana exige no sólo que haya altruismo
intergeneracional,sino que la herenciapuedarealizarse.Es decir, la
transferencia intergeneracionaldebe formar parte de la restricciónpresupuestaria. Muchas familias prefieren una herencia de signo
negativo, pero en cambio obtienenuna utilidad óptima con una herencia
nula.
b) Restriccionesde liquidez
La imposibilidad que pueden tener ciertos individuos a pedir
prestadosobresus rentasfuturas, como mínimo a una determinadatasa
de interés,constituyeuna objecióna la hipótesisde neutralidadya que
viola el supuestodearbitrajeintertemporaldel consumo,quedependede
la suma actualizadade las rentas. Las familias con restricciones de
liquidez, tanto de renta como de riqueza, no seránindiferentesantelaposibilidadde retrasarlos pagosdeimpuestos,ya quedeformaefectiva,
el sectorpúblico les estáprestandoa su tipo de interés, opciónque notenían en el mercado de crédito. Sin embargo, el impacto de las
restriccionesde liquidez sobrela hipótesisricardianadependedel motivo
por el queexiste tal restricción.
27
Por una parte, sepuedeargumentarque las restriccionessurgenporque el gobierno tiene menorescostes de transacciónque el sectorprivado, por lo que la emisión de deuda relaja la restricción
presupuestariadel sector familias y no se mantienela equivalencia.El
mismorazonamientoesdeaplicaciónsi seargumentaque las restricciones
aparecenporque el sector público no tiene problemas de selecciónadversa,situaciónque no parecereflejar la realidadya queel individuo
que no paga sus impuestos debe ir a juicio igual que ocurre con el
individuo que no hacefrente a susdeudascon el sectorprivado.
Porotra, si las restriccionesde liquidez surgenpor incertidumbre
sobrela rentafutura, la equivalenciaricardianase mantieneporque la
deudano alteraestaincertidumbre.
e) Impuestosqueno sonde sumacero
Existen dosrazonespor las que las característicasquedefinenel
sistematributario sonrelevantes.Porunaparte, si las cargasfiscalesno
soncantidadesfijas querecaensobrelos individuossino quedependende
las circunstanciasde los individuos como la renta, la riqueza, el tamaño
de la familia, entonceslos impuestosquesepuedenanticipardependendelas expectativasen relación a tales circunstanciasy a la legislación
tributaria. En la medidaqueseproduzcancambiosnoanticipadosenestas
variableslaactualizaciónde los compromisosfiscalesserealizarádeforma
errónea.Porotra, los efectosdeeficienciade los impuestosqueno sonde
sumacero tienen un impacto recaudatorioque debe tenerseen cuenta.
Dadoquela estructuraimpositivaincentivadeterminadasactuacionesque
pueden alterar la base sobre la que giran las cargas fiscales, la
recaudaciónno es independientede estaestructura, y por lo tanto, la
restricciónintertemporaldel sectorpúblico severáalterada.
d) Incertidumbresobrerentase impuestosfuturos
La incertidumbresobrelas rentasy los impuestosfuturos puede
conducira tipos de descuentomayoresparalos impuestosfuturos. Por lo
28
tanto, se producirá un sesgoa favor del consumohoy cuandoel gasto
público comporteun aumentodel déficit, asícomo una caídaen el ahorro
disponibleparala adquisicióndeotros activosque no seandeudapública.
1.5. ¿Sonlos consumidoresricardianos?
Existeun conjuntorelativamenteampliodetrabajosquecontrastanempíricamentela hipótesisde descuentointertemporalde los impuestos,
teniendo en cuenta las implicaciones que se derivan para el
comportamientode otras variables (Thornton (1990)). Entreellos estánlos trabajos que se fundamentanen la consideraciónde que bajo un
contextoricardiano, elahorropúblico y el privado sonconsideradoscomo
sustitutos perfectos, de manera que cambios en el primero producen
cambios de signo opuesto pero de igual magnitud en el otro. Encontraposicióna este enfoque, bajo el planteamientokeynesiano, la
consideraciónde la deudapública como riqueza netapor parte de los
consumidores,explicaqueenestecasono quepaesperarningunarelación
entreahorropúblico y privado.
De la mismamaneraque la estabilidadde la tasade ahorroprivado
se ha tomado como evidenciaa favor de que familias y empresasactúan
coordinadamente,la estabilidaddel ahorro nacional ha sido propuesto
como un indicador de la satisfacciónde la hipótesisde ultrarracionalidad
formuladapor David y Scadding(1974).Descansaen el supuestode que
la ratio combinadade ahorrodel sectorprivado y público esmás estable
que la de cualquierade los dossolos. Deducenqueun incrementoen elgastopúblico reduciráel gastoprivado en unacantidadequivalente,sin
afectar tipos de interés, precios o riqueza. En otras palabras,
argumentanque en este casoel sector privado se comporta como si el
gobiernofueseunaextensióndesi mismo, demodoquelos gastospúblicos
sonconsideradoscomo sustitutivosde los gastosprivados. Por lo tanto,puedeproducirseun efectode sustitucióndirecto entreconsumopúblico
y privado y entreahorro público y privado.
El contrastede estahipótesisque realizanestos autorespara el
período1898-1964condatosde laeconomíanorteamericanay formuladode
29
igual maneraque en el caso en el que analizanel comportamientodel
ahorroprivado, parecerechazarla hipótesisde estabilidaden la tasade
ahorro nacional. Concluyen, por lo tanto, que el sector privado no
considerael ahorropúblico como un sustitutodel suyo.
Aunqueaquíno seva a desarrollarcon detalledebeseñalarsequeunaparteimportantede la literaturaempíricasehacentradoenelanálisis
de los tipos de interés (Evans (1985, 1987), Plosser (1987)). Laequivalenciaricardianaimplicaquelos individuosrespondenaunaemisión
de deudapública, aumentandosu demandade deudaen la cuantíade lanuevaemisióncomounaformadeahorroparahacerfrentea los impuestos
futuros quede ella sederivan, dejandoinalteradoslos tipos de interés.
La formamás directadecontrastarla equivalenciaricardianaa travésdel
comportamientode los tipos de interéses a partir de la regresiónde los
valorescorrientesde los tipos sobrealgunamedidaque recojala política
de deudapública (Barro (1987)yMauleón(1987),RaymondyPalet(1989)
y Ballabriga y Sebastián(1993) para España). Un tratamiento más
sofisticadoes el que se proponeanalizarel impacto de la deudapública
sobrelos tipos de interésdel estadoestacionario(Evans(1989)) o bienelque sebasaen la teoría de la estructuratemporalde los tipos (Plosser(1982)). Asimismo, sehan realizadoalgunosestudiosdondela variable
de análisis ha sido el crecimientoeconómicoo la rentanacional (Eisner
(1989)) y la balanza comercial y las finanzas internacionales(Ahmed
(1987)>. Por otro lado, otra serie de trabajos no utilizan técnicaseconométricaspara el contraste de este hipótesis, como el enfoque
experimentalde Cadsbyy Frank (1991)o sebasanenevidenciaindirecta
(véaseSeater(1993) parauna revisión de estaliteratura), o utilizan el
marcode la estimaciónde las funcionesde impulso-respuestaa partir devectoresautorregresivos(Eisner(1994)). La mayorpartede los trabajos
parecenrechazarla hipótesisde ausenciade equivalenciaricardiana.
Por otro lado, los trabajosqueabordanel contrastede la hipótesisde equivalenciaricardianaenel marcodel consumosepuedenagruparen
dos amplias categorías. La primera adopta una especificaciónque se
deriva de la hipótesis de ciclo vital/renta permanente,mientras que la
segunda, deriva las relaciones a estimar directamentede un marco
explícito de maximización intertemporal, a partir de contrastesde la
30
ecuaciónde Euler. Estos contrastesse derivantambiéndel mismo modelo
de ciclo vital/renta permanente,pero en vez de especificaruna función
deconsumo,secentranen las condicionesdeprimerordenquesederivan
del problemademaximizacióndel consumidor.Las ventajasy desventajasdeambosenfoquessediscutenenSeater(1993),dondepuedeencontrarseuna recienterevisión de la literatura tanto teórica como empíricaen este
área.Los artículo de Bernheim(1987, 1989) y Barro (1989) constituyen
los principales trabajosdonde se resumela literatura básicaque se ha
generadosobreeste tema. En los siguientessubapartadosse revisan
sucintamentelos principalestrabajosempíricosquehanseguidoestosdosenfoques,con especialénfasisen los quese centranen la estimaciónde
unafunción de consumono derivadade la ecuaciónde Euler ya que esta
esla aproximaciónadoptadaen los capítulosempíricosde estatesis~8>.
Cabeseñalar,en todocaso, quela estimaciónmacroeconómicade la
relaciónentredéficit público y otrasvariableseconómicasestásujetaa un
importante conjunto de problemas econométricos, que no difieren
sensiblementede los que surgenen cualquier marco de estimación.El
problemade la mediciónde las variablesrelevantesesel primeroquedebeseñalarseya que puededesempeñarun papel relevantea la hora de la
obtencióne interpretación de los resultados.La endogeneidadde las
variables económicasconstituyeotro problemaa abordarya que gasto
público, consumo y renta se determinan como parte de un mismo
equilibrio. Los modelosempíricosqueutilizan variablesagregadasno son
totalmente satisfactorios (véase Deaton (1992)) y pueden generarse
especificacioneserróneasquecomportenresultadosespúreos.La falta de
estacionariedadde muchasvariableseconómicasconstituyeun elemento
adicionala teneren cuentacuandose analizanlas relacionesutilizando
seriestemporales.Asimismo, el principio de parquedadque se sigueenla especificacióneconométricapuedeserdiscutibleya quela relevanciade
las distintas variables se hace difícil de determinar. Por último, la
identificación econométricaconstituyeuna fuente de conflictos, siendo
uno de los aspectosmás discutibles la dependenciacon respectoa lasexpectativas,queno sonnormalmenteobservables.El carácteranticipado
(8) En el mismosubapartadoseincluyen los estudiosquehanutilizadoel ahorrocomo variabledependiente.
31
o no anticipadode la política fiscal determinaen gran parte la respuesta
quecabeesperar,mientrasque sehacedifícil modelizarlo.
1.5.1. Enfoquede la ecuacióndeEuler
El contrasteempíricode la hipótesisde equivalenciaen estemarco
se ha basado, en gran parte de la literatura, en el modelo con
incertidumbrede Blanchard (1985) dondela equivalenciano sesatisface
si unafracción (ji) de la poblaciónmuerecadaperíodo.
El modelo implica la siguientefunción de consumo:
= 4(1 + r)a~~ + S E~ ~ít~ij
siendoa~~1 el stock de activosrealesal final del períodot—1, r esel tipo
de rendimiento de los activos, que se supone constante, ji es la
probabilidadde morir tambiénconstante~>,yl~ es la renta laboral netade impuestos, E es el operador de expectativas condicionado a la
t
informacióndisponibleen t y a es la propensiónal consumoen relaciónala riqueza. En estemarco la equivalenciaricardianano sesatisfacesi ji>0
ya que se introduce una cuña entre la tasa a la que los individuos
descuentanlos interesesfuturos y a la que descuentanlos pagosdeimpuestosfuturos.
La restricciónpresupuestariaagregadase expresacomo
(9) Sepuedeinterpretarji deformamásmetafóricacomounamedidadeltamañode la desvinculaciónquesientenlas familias actualesen relacióna las futuras (Evans (1993)). Bajo esta interpretación, las familiasactualestratana las futuras comouna continuaciónde sí mismasy tienenasí horizonte infinito si ji=0, y se sienten desvinculadasde lasgeneracionesfuturas en algúngrado y tienenhorizontesde vida finitossi /1>0.
32
Teniendoen cuentaambasecuacionesy especificandolos procesos
estocásticosque determinanla evolución de la renta laboral se puede
escribir una función de consumoagregadoen términos de variablesobservables, bien eliminando la riqueza humana (Evans (1988,
1993))<’~> o la no humana (Haque (1988), Leiderman y Razin
(1988))~~‘> o realizandoalguna transformación(Hayashi (1982)). Seacualseala especificaciónelegida, si el horizontetemporales infinito (¡i=
0) el consumoen t esfunción sólo del consumoretrasado:ningunaotravariable conocidaen t-1 debe tenerpoder explicativo para predecir el
consumocorriente (Hall (1978)). Si, en cambiop>O, la riqueza(humana
y/o no humana)afecta al consumo y en tal casouna reducción en los
impuestoshoy aumentala riquezaesperaday conducea un aumentoen el
consumocorriente. La razóndetal efectodebebuscarseenquebajo estascircunstancias,los consumidoresconhorizontefinito danmenorpesoa los
futuros aumentos impositivos que se requieren para equilibrar
intertemporalmentela restricción presupuestariadel gobierno, que al
recorteinicial de impuestos.
La mayorpartede los estudiosrealizadosbajo estemarcoparecenapoyar la hipótesis ricardiana. En concreto, en Evans (1988) no se
encuentraevidencia de que las deudasdel sector público afectenal
consumo en el caso americano, mientras que en Evans (1993) loscontrastesde la ecuaciónde Eulerrealizadossobrediecinuevepaísesno
puedenrechazarla hipótesisdeneutralidaden dieciochocasos,resultado
(10) La función de consumoseescribecomo
1+r= ____ (1—a) c~1 —aji a~1 +ae~
1-ji 1-ji
(11) En estecaso, la función adoptala especificación
1 +r(1 +r? (1 —a)c12 —aji yí~1 +÷rji 1 1~Jct~i :1
1 +r+ae~ —a ____
1 +ji
33
que también se obtiene en Dalamangas(1992) en un análisis para 52
países.
Mientrasestegrupo de trabajossederivade un modelo teórico enque tanto la hipótesis de que los consumidoresson ricardianoscomo la
alternativaestánbien definidos, existe un conjuntoamplio de estudiosdondeestono esasí. Como resultado,las estimacionesobtenidaspueden
interpretarse,por regla general,en más de un sentido. Un ejemplodeestasituacióny que constituyeasimismounaalternativadentrode este
enfoque viene dado por el trabajo de Aschauer (1985). En concreto,permite la inclusión de efectos del gastopúblico sobre la utilidad del
sector privado, de maneraque se suponeque cadaunidad de gasto
público aportala mismautilidad que6 unidadesdegastoprivado. Sebasaen la condicióndeprimerordendeunproblemademaximizacióndinámica:
* *
= + a~ ¡3 cti
dondela variablec’ mide el consumoprivadoefectivoquesesuponevienet
dadopor
*c =c~ +
siendoc una medidadel gastocorrienteen consumodel sectorprivado yg mide el gastopúblico. Los parámetrosar, y a sonfuncionesno lineales
1
de los tipos de interés, la tasade descuentointertemporaly el nivel de
consumoefectivo mínimo. La función de consumosepuedeescribir como
a0 + a1c~..1 + a16g~1 — 6E~1g~ .~.
Para estimar esta ecuación bajo el supuesto de expectativasracionales, debepostularseun procesotemporalpara g~ para generar
valoresesperadosparaE~1g~. Seobtieneasíunsistemadedosecuaciones
que deben estimarse, donde la hipótesis nula es un conjunto de
restriccionesno linealessobrelos parámetros.Aunquela evidenciapareceseñalar que se observa equivalencia ricardiana, no está claro su poder
34
estadístico ya que la alternativa de comportamiento no ricardiano no está
especificada en el modelo.
Se ha venido señalando (Leiderman y Blejer (1987), Seater (1993))
que el enfoquede la ecuaciónde Euler tiene la ventajade que evita la
medicióndirectadelas expectativas,basándose,en cambio,encontrastes
de relaciones intertemporales observables y que se derivande la teoría.
Tal sujeción a la teoría impediría que se den los problemas deespecificaciónerrónea del enfoque de la función de consumo. Sin
embargo,a partede otras limitaciones,esteenfoquerequieretambiénla
imposición de distintas restricciones en los parámetros y la contrastación
de supuestos básicos del modelo. Por lo tanto, también en este caso se
producen problemas de especificación que pueden dar lugar a resultados
empíricos distintos (Himarios (1995)).
1.5.2. Contrastes con estimación de una función agregada de consumo
Los primeros intentos de contrastarel supuestode que el sectorprivado descuentatotalmentelas futurasobligacionesfiscalesen el marco
de la estimaciónde una función agregadade consumoprivado se debe
tantoa Kochin (1974),quepretendedeterminarlos efectosde los déficit
públicos sobre el consumo como a Feldstein (1974), que se propone
analizarempíricamentelos efectosde la “riqueza” de la SeguridadSocial
sobre el consumo~’2~.
La forma generalde la función de consumoutilizada por Kochin se
expresacomo:
c~ =br, + b1y~+b2c~1+b3def~ +e~ (1.8)
(12) La literaturasobrela riquezade la SeguridadSocialy su impacto
sobrelas decisionesde consumo/ahorrono seanalizaráen estetrabajodeforma explícita, pero los trabajosde Barro (1978),Darby (1979), Leimerand Lesnoy (1982)constituyenejemplosde trabajoempíricoenestaárea.Parael casoespañol,véanseHerce (1984) y GómezSala (1989).
35
dondec~ esel consumodebienesno duraderosy servicios,y~ esla rentanacional disponible, def~ es el déficit público y e~ es el residuo. La
inclusión del consumoretardadosejustifica por el hechode que la renta
permanente se aproxima por un mecanismo de expectativas adaptativas,
de manera que se supone que se forma como un promedio ponderado de
forma decreciente de las rentas pasadas.
Los resultadosempíricosobtenidoscon datosanualesde EE.UU.para el periodo 1952-71 bajo una estimaciónen primeras diferencias
muestranque, tanto si se utiliza el déficit observadocomo el de pleno
empleocomo regresor, los consumidorestienen en cuentalos impuestos
futuros derivados de los déficit corrientes<’3~. Sin embargo, la
proposiciónde equivalenciaen sentidoestrictono sesatisfaceya que el
coeficientedel déficit difiere mucho, en valor absoluto, del de la rentadisponible. Por lo tanto, estaevidenciaapoyauna version“suave” de la
proposiciónde neutralidadde la deuda,indicando queel sectorprivado
adelantalas obligacionesfiscalesfuturas pero no las descuentaen su
totalidad.
En Buiter y Tobin (1979)puedeencontrarseun análisiscrítico del
trabajo de Kochin dondese señalanuna serie de objeciones.Por una
parte, se indica que la estimaciónse ve afectadapor problemasdesimultaneidad e identificación ya que consumo, renta disponible y
superávitsemuevenconel ciclo. Repitenel análisisempíricorealizadopor
(13) Los resultados empíricos másrelevantesson los siguientes:
A c~ = 2,88 + 0,39 Ay~ - 0,11 Adef + 0,28 Ac~(3,44) (7,86) ~~,95) (2,42)
D.W= 1,79
A c~ = 2,41 + 0,46 Ay~ - 0,13 Adefpe~+0,16 Ac~
(2,64) (8,18) (2,27) (1,62)
D.W. = 1,40
donde defpe es el déficit público de pleno empleo y entre paréntesisfiguran los estadísticost.
36
Kochin aumentando el tamaño de la muestra (1949-1976), especificando las
variablesen términosper cápitae incluyendoal sectorempresarialdentro
de las economías domésticas. Bajo el supuesto de Barro deultrarracionalidad en el comportamiento del consumidor, la rentarelevante
paralas decisionesde consumoesy-g. La hipótesisque se contrastaes
quelos coeficientesdenr (impuestosnetosdetransferencias>,del déficit(g-nz) y de la rentay tienentodosel mismovalor absoluto.En estecaso,
los coeficientesestimadosparalas variablesdel sectorpúblico presentan
los signosesperados,pero no sonestadísticamentesignificativospor lo
que la evidencia recogida por estos autoresno apoyala hipótesis de
neutralidad.
Otro trabajo que merecela pena destacares el de Seater(1982)
donde se presentaun contraste sobre cuatro supuestosdiferentes,
basándoseen las combinacionesposibles de descuentototal de los
impuestos, no descuentoen absoluto, y cambios, anticipados o noanticipados,en la basemonetariadebidosa una financiación mediante
dinero de la deuda. Si se satisfacenlos postuladosde Barro, la deudapúblicano es consideradacomo riquezareal y los cambiosmonetariosson
totalmenteanticipadospor elpúblico. Sumodelizacióndel comportamiento
sebasaen la fusión de la hipótesisde la rentapermanentey los supuestos
de mercadoseficientes,que combinadostienen, en esencia,las mismas
implicaciones para la política macroeconómicaque la hipótesis deldescuentode los impuestos.
La especificaciónbásicaes la siguiente:
~ +f38w~1+B7def~+e~ (1.8)
dondeyf~ esla rentadisponible, se~sonlos beneficiosno distribuidosctelasempresas,u esla tasadeparo, dureese]stock de bienesdeconsumo
t
duradero,w~ esel stock de riquezadel sectorprivado def~ es el déficitpúblico que se descomponeen la partefinanciadacon dinero y la parte
financiadacon bonos,y etes, de nuevo,el residuo.Si sedescuentanlos
futuros impuestos,la deudapública no deberíasertratadacomo riquezaporquesudemandaseincrementaráuno a uno conla ofertaconel objetivo
deahorrarenprevisiónde los impuestosderivadosdeestamismaemisión.
3,7
El signo esperadopara~ I3~, 133,84y ~6 espositivo, mientrasque S~ se
esperacon signo negativoigual que 137•
Los resultadosempíricosconfirmanlahipótesisdel descuentode los
impuestoscuandoel consumoper cápitatotal esla variabledependiente.
Sin embargo,cuandola variablequedebeexplicarseesel consumototal
de bienesno duraderos,el resultadode la regresiónrechazala hipótesis
ricardiana.Por lo tanto, el análisisde Seaterno esconcluyente.
El trabajoempíricode Feldstein(1982)tienela virtud de señalarlarelevanciade los problemasde especificación,sobretodo en cuantoa ladescomposiciónde las variables del sectorpúblico, así como de ser el
primero en abordar el problemade la simultaneidad. Sin embargo,los
resultadosde Feldstein, que los interpretaen el sentido de que no se
satisfacela hipótesisde neutralidadde la deuda,han sido criticadosenSeatery Mariano (1985). Una de las principales críticas sefialadaspor
esosautoresesque, a pesarde plantearel problema, el trabajo exhibesesgosde simultaneidadya quelos instrumentosutilizadospor Feldstein
no sonmuy adecuadosya queseha restringidoinnecesariamenteel grupode variablesinstrumentalesutilizadasen la estimación.Además,afirman
queestasvariablespuedenestarcorrelacionadascon el términodeerror.
Parasuperarestasdeficienciasestimanla mismaecuación,peroañadenal
conjunto de variablesexplicativasla rentacorregidapor el desempleoy
el stock de bienes duraderosde la economía,estimandopor mínimos
cuadradosbietápicos.La principal aportaciónde Seatery Marianoradica
enquesuespecificacióndela funcióndeconsumopermitedistinguir entre
movimientostransitoriosy permanentestantoen la rentacomo enel gasto
público. Las conclusionesalcanzadaspor estos autoresseñalanque laevidenciaesfavorableal descuentode impuestos.
Otra aportación relevante en este área es el trabajo de Kormendi
(1983) donde se propone discriminar entre lo que él define como
comportamiento acorde el enfoque estándar, que respondea postuladoskeynesianos, frente al comportamiento“consolidado”, quese corresponde
38
con la proposición de neutralidad de la deuda y de ausencia de velo
societario conjuntamente (14>•
Estima la siguientefunción de consumo:
~
dondec~ esel consumodel sectorprivado, y~ esla rentanacional, ~ es
el consumopúblico, w~ es la riquezaprivada, tr~ son las transferencias
corrientes, ‘r~ son los ingresos públicos totales, se es el ahorrot
empresarial,g~ son los interesesde la deudapagadospor el sectorpúblico, y bp~ es la deudapública en circulación.
Bajo el enfoquekeynesiano,seesperaquea3 = O ya quesesupone
que el consumo del sector privado depende solamente de la renta
permanentedisponibley por lo tanto, no se ve afectadopor los gastos
públicos. Asimismo, estadependenciacon respectoa la rentadisponible
de las familias hace esperarque los coeficientesestimados para los
impuestos,las transferenciascorrientes, los interesesde la deuday elahorroempresarialseanigualesen valor absolutoal coeficienteestimado
parala rentanacional.Bajo el enfoqueconsolidado,encambio,la elección
de financiar el gastopúblico vía impuestosen vez devía deudano afecta
al consumodel sectorprivado, porlo quecabeesperarajO, los beneficios
no distribuidos son consideradoscomo un componente de la renta
relevanteparalas decisioensde consumo,por lo quea7 = O y los pagosde
interesesno tienenningúnefecto, porqueya hansido descontados,por
lo que se esperaa8 = 0. Por lo que respectaal papelque desempeñaelstock de deudapública en circulación, bajo el enfoquekeynesianose
esperaun signo positivoparaa9, ya queseconsideraqueforma partede
la riquezanetaporlo queinclusocabeesperarqueseaigual al coeficienteestimadoparala riqueza(a4). En cambio,en el consolidadoseesperaque
(14) Esteestudioseconstituyeen un elementoa resaltaren esteárea
del análisis aplicado ya que ha generado un debate considerable(Modigliani y Sterling (1986,1990), Barth, Iden y Russek (1986),Kormendiy Meguire (1990)).
39
seaigual a cero, ya queenningúncasoseconsideraun componentede la
riqueza.
Los resultadosobtenidosporKormendicondatosanualesdeEstados
Unidos para el período 1926-1976, con las variables expresadasen
primeras diferencias parecenrefutar el enfoque keynesiano<’5>. Sinembargo,sehanseñaladounconjuntode limitacionesa estetrabajo. Entre
otras se ha subrayado,por una parte, que no diferenciaentre gasto
público transitorio y permanente,que, porotraparte,estácontrastando
una versión ~ de la proposiciónde neutralidadde la deudaal noimponerningunarestriccióna los coeficientesy, por último, queestima
en primeras diferencias. En concreto, Modigliani y Sterling (1985)
muestranqueal cambiarelmétododedeflactarel gastodel sectorpúblico,de medir los pagosde interesesy la estimación(al incluir más retardos
que Rormendí y centrarse en una estimaciónen niveles pero no en
primerasdiferencias) los resultadosde Kormendi no se sostienen.Sin
embargo,en la réplicacontenidaen Kormendiy Meguire (1986y 1990) sevuelvena obtenerlos resultadosfavorablesa la hipótesisricardianatal
como las formulaKormendi, incorporandolas propuestasde Modigliani y
Sterling.
Una de las objecionesque cabría presentara este conjunto deespecificacionesde la función de consumoes queel modelo intertemporal
que fundamentala hipótesis ricardianaasumeque el consumode cada
periodo depende de los valores corrientes y esperados de susdeterminantes principales. Bajo esta formulación, la equivalencia
ricardianaequivalea unconjuntoderestriccionesdecerosobreelbloque
devariablesque miden los valorescorrientesy futuros de los impuestos,
las transferenciasy la deuda. La especificación exacta que debe
(15) Los resultadosmásrepresentativosson los siguientes
= 0,29 + 0,07 - 0,23 q + 0,025 ,,. 0,83 tr + 0,07 r • 0,10 se • 1,15 gI~ 0,05 bPtt t(7,3) (3,3) (12,8) (3,00) (5,6) (0,9) (0,9) (1,3) (—2,9)
2 = 0,911
R
dondeentreparéntesisfiguran los valoresde los estadísticost.
40
contrastarsedependede los mecanismosespecíficospostuladospara la
formaciónde estasexpectativasy ello puedecondicionarlos resultados.
No parece, sin embargo, que estas variables futuras se incorporenexplícitamenteen las ecuacionesestimadas.Por lo tanto, el hechode que,
por ejemplo, los valoresde los coeficientesa5, a6 ya9 de la especificaciónde Kormendi seancero, puedeser indicativo sencillamentede que lastransferencias,los impuestosy la deudacorrientesonbuenospredictores
de los valoresfuturos del gastopúblico, en línea con los postuladosde
equivalenciay en contrastecon la formulacióndel modelokeynesiano.Por
lo tanto, debe destacarseexplícitamenteel carácter de señal de las
variablesrelevantes.
A grandesrasgos,cabeseñalarquebajo estetipo de estimaciones
la evidenciaempírica recogidano es concluyente. Por una parte, lostrabajos de Kochin (1974), Barro (1978), Tanner (1979), Kormendi
(1983), Seatery Mariano(1985)y Eisner(1994)recogenevidenciaafavor
de la hipótesis ricardiana para el caso norteamericano. Asimismo la
estimación de Leiderman y Razin (1988) para la economía israeli del
período 1980-85, utilizando datos mensuales, los resultados obtenidos por
Katsaitis (1987) para la economíacanadiensecon datostrimestralespara
1968-83y el trabajode Herce(1986>paraEspañaprestanapoyoa la teoría
de descuentode los impuestos.En Zabalzay Andrés (1991)el hallazgodeque en Españala presión fiscal no afectaal ahorro privado, pero si en
cambioal ahorrofamiliar esinterpretadocomo indicaciónde queel sectorprivado trasladarentadisponibledesdeel sector familiar al empresarial
(esdecir, incrementalos beneficiosno distribuidos) anteaumentosen la
presiónfiscal. En Molinas y Taguas(1991),tambiéndentrode estamisma
línea de investigación,serecogeevidenciaempíricade que la fiscalidad
ha tenido un papelsignificativo en la caída de la tasa de ahorro de las
familias españolas.Por otra parte, en el trabajode Fuster (1993) sobre
cinco países de la CE para el período 1964-88, bajo una estimaciónmediante el método SURE (sistema de ecuacionesaparentementeno
relacionadas),se obtiene evidencia de que aunque no se satisface la
equivalenciaentre el déficit y los impuestos de maneraestricta, los
consumidorestienenen cuentalas decisionesde financiaciónpública a lahora de tomarsuspropiasdecisiones.Sin embargo,evidenciaen contra
para el caso americano es recogida, entre otras, en Yawitz y Meyer
41
(1976), Feldatein (1982), Modigliani y Sterling (1985,1990), Bernheim
(1987) y Feldstein y Elmendorf (1990). Asimismo, Perelmany Pestieau
(1983) parala economíabelgacon datosde 1954-79,Raymondy González-Páramo (1987), Raymond (1990) y Marchante (1993) para la economia
españolay Modigliani, Jappelliy Pagano(1985)parael casoitaliano en el
período1952-1982parecenrechazarla hipótesisricardianaen su versión
extrema, así como Marchante (1983) para un grupo de paísesde la
Comunidad.
En los últimos añosha ido apareciendoun volumen relativamente
reducido,perocreciente,detrabajosqueanalizanla hipótesisricardiana
utilizando datos de panel para distintas agrupacionesde paises. La
mayoríaparecendecantarseporrechazarestesupuestodecomportamiento
(Koskela y Viren (1983,1986), Sarantis (1985), Kessler, PerelmanyPestieau (1986)). Entre ellos cabria mencionar los realizados por
Dalamagas (1993, 1994) donde estima una función de consumo paradistintos conjuntos de paises. Este autor concluye que los resultados
obtenidosno parecenvalidar la hipótesis de equivalenciay en cambioparecenapoyar el enfoquede que la política fiscal es efectiva, en el
sentidode quelos déficit públicosgeneradospor reduccionesimpositivas
tienen efectoscontracíclicos (en los paísescon un nivel de solvencia
elevado) y procíclico (en los paises con un nivel de endeudamiento
elevado).
Podría concluirse que, en gran medida, estas discrepancias reflejan
diferencias en el período de muestra elegido, en la especificación de la
función de consumo, al imponer restricciones inadecuadasu omitir
variablesrelevantes,en los métodosdemediciónempíricade las distintas
variables,en las técnicaseconométricas,y ligadoa ello, enel tratamiento
de las tendenciasy la cointegración(Contreras(1990)). Sin embargo,
mientrasSeater(1993) parecedecantarsepor la interpretaciónde que si
estosproblemasseabordandeformaadecuada,la evidenciaconfunciones
de consumoagregadono permitenrechazarla equivalenciaricardianaen
prácticamenteningún caso, Bernheim (1987) parecedecantarsepor la
posicióncontraria.
42
1.6. Resumeny conclusiones
La posibilidad de que las familias adopten sus decisiones de
consumo/ahorroteniendoen cuentalas decisionesde ahorrodel restodesectoresde la economíaes una proposiciónque no sólo ha generadoun
amplio debate teórico sino que ha podido ser formulada en unos términos
que permitenla contrastaciónempírica.La hipótesisde ciclo vital/renta
permanenteesel mareoquepermiteabordaresteanálisisal relacionarel
consumocon distintas aproximacionesa la riqueza intertemporalde las
familias. Por unaparte, la hipótesisde ausenciadevelo societariosebasaen la idea de que los propietariosde los activos empresarialesson las
familias y, por lo tanto, los cambios que se producen en el ahorro
empresarialcomportancambiosen la riquezaneta de las familias en la
misma dirección. Por lo tanto, si esta hipótesis de comportamientosesatisface las familias actúan como si hubieran incorporado en surestricción presupuestariala renta de las empresas,de maneraque la
distinción entrebeneficiosdistribuidosy no distribuidos esirrelevanteparalas decisionesde consumo.
Se han señaladoun conjuntode factoresque puedenexplicar que
estahipótesisde comportamientono seobserveen las economíasreales.
Porunaparte, la ausenciade un verdaderocontrol sobrelas decisiones
adoptadaspor las empresas,por la presenciade una gerenciacon una
función objetivo distinta a la de los propietarios o problemas deinformación asimétrica, que pueden reflejarse en un menor coste de
financiación internoque externo, sonelementosque desdeel lado de la
empresalimitan la posibilidad de que las familias consolidenplenamente
suscuentascon las de las empresas.Por otro lado, la posibilidad de que
laspropensionesmarginalesal consumo/ahorrodifieran segúnfuentesde
renta,así comola incertidumbresobrela evoluciónfutura de lasacciones
y las distintas tasasde preferenciatemporalmostradaspor los agentes
económicos,-que puedendepender,por ejemplo, de la edad-, son otroconjunto de factores que desde el lado de las familias pueden explicar que
no se observe una respuesta de los consumidores consistente con esta
hipótesis de comportamiento.
43
Es escaso todavía el trabajo empírico realizado en este área, aunque
los resultados parecen apuntar todosen la mismadirección. En concreto,
excepto los estudios que formulan el contraste de esta hipótesis entérminos de estabilidad de la relación entre ahorro privado y renta
nacional, los trabajosaplicadosenestaárea,a partir de la estimaciónde
unafunción de consumoo deahorro, pareceninclinarsepor rechazarque
estahipótesisde comportamientorefleje conprecisiónlo observadoen las
economías.
Tanto los contrastesrealizadosa partir de la inclusión de losbeneficiosnodistribuidoscomounavariableexplicativaen unafunción de
consumoparadeterminarsi el valor de su coeficienteesestadísticamente
distinto del de la renta disponible, como los realizadoscomparandolapropensiónmarginal al consumode dividendos con la correspondientea
beneficiosno distribuidos, parecenseñalarquelas familias no incorporanen su restricción intertemporalel ahorro empresarial.Sin embargo, laindependenciaentredecisionesde consumode las familias y beneficiosno
distribuidos no es en todos los casosplena. Por lo tanto, cambiosen el
ahorroempresarialsetrasmitenparcialo totalmenteal agregadodel sectorprivado.
Por lo tanto, la estabilidad que se ha observado en el
comportamiento de las seriesde la tasade ahorroprivado no pareceser
el resultado de un procesodesustituciónentreahorrode las familiasy de
las empresas,sino que puedeserexplicadopor unarespuestadistintadefamilias y empresas ante el ciclo.
Porotraparte, la hipótesisdeequivalenciaricardianapostulaquelos agentesdescuentanlos futuros impuestosimplícitos en la deuda,de
maneraque los efectosreales(sobreel consuno,el ahorro, los tipos de
interés...) de la emisióndedeudano difieren de los quesederivande las
empresas.En otraspalabras,se consideraque el déficit público es una
variableirrelevanteparalas decisionesde los consumidoresenel sentidodequedeudae impuestossonequivalentes.El razonamientoquesubyace
en esteplanteamientoes quelos déficit públicossólo retrasanel pagode
impuestosy dado que el momento del pago no afecta a la restricción
44
presupuestariaintertemporal del individuo, no puede afectar a sus
decisiones de consumo.
Las restricciones que deben imponerse para que el resultado de
neutralidad de la deudasemantengasonmuchasy con una probabilidad
alta de que no se observenen la práctica. En concreto, el horizonte devida finito que cabeesperarparalos consumidorespuedeconstituir una
limitación, aunque la posibilidad de transferencias patrimoniales
intergeneracionales,a partir de las herencias, permite emular la
característicadehorizonteinfinito queserequiereparala satisfacciónde
estahipótesisde comportamiento.Sinembargo,la incertidumbresobreelhorizonte temporalde vida y la ausenciadealtruismo conducende nuevo
a que la equivalenciaricardianano se mantenga.El papel desempeñado
por las restriccionesde liquidez tambiénpuedeserdeterminanteya que
no sepuedeproducirla asignaciónintertemporaldel consumodeseada.La
existenciade impuestosdistorsionadoresque tienen costesde eficiencia
afectaráa la recaudaciónpotencialalterandola restricciónintertemporal
del sectorpúblico. Por último, también se ha señaladoel papel que la
incertidumbresobre las rentasy los impuestosfuturos puedeteneralcomportartipos de descuentomayoresparalos impuestosfuturos.
Los contrastes realizados sobre la hipótesis ricardiana son
relativamentecuantiososy variadosya queabarcandesdelas que tienen
en cuenta las implicaciones que se derivan de su satisfacciónpara elcomportamientodeotrasvariables,como lasquesedesarrollanenel marco
del consumo,y que incluyen tanto las formulacionesde la ecuaciónde
Euler como las estimacionesde unafunción de consumo.
Los resultadosobtenidosenesteáreano sonconcluyentese incluso
las revisiones relativamenterecientes realizadassobre este tema no
parecen coincidir en su valoración. Parece, sin embargo, que las
contrastacionesempíricasrealizadasdentrodel marcode la estimaciónde
unaecuaciónde Eulerapoyanla hipótesisricardiana,tantoen la economiaamericana como en las demás economíasanalizadas. Los contrastes
efectuadosbajola estimacióndeunafunción deconsumo,incluyendocomo
regresoreslas variablesdel sectorpúblico parecenmáscontrovertidas.
El problema de la falta de estacionariedaden las series utilizadas es
45
abordado en muchos casos a partir de la estimación en primeras
diferencias, lo que limita sensiblementela capacidadexplicativa de losresultados obtenidos, ya que sólo se obtiene la respuestaa corto.
Asimismo, las técnicaeconométricasempleadasno sonen todos los casoslas másadecuadasparala especificaciónelegida. Se han señaladootros
factores que pueden explicar la falta de sintonía entre los distintostrabajosempíricosrealizados.
Cabeseñalarquela mayorpartede los trabajosempíricossobrelas
doshipótesisdesustituciónsehadesarrolladoconseriestemporalesy condatospara la economíanorteamericana.Son muy escasos,todavía, los
trabajosaplicadosa otraseconomíasy todavíamás difíciles de encontrar
los que utilizan datos de panel. Asimismo, la contrastaciónde ambas
hipótesisde comportamientoen un marcocomún que permitasepararla
aportaciónde cadauna de ellasal resultadoobtenidoseha abordadoenmuy pocostrabajos.Porúltimo, la consideracióndinámicadelanálisis, en
un marcocomo el del ahorrodondepareceque la consideracióntemporalesrelevante,ha merecidoescasaatención.
46
II
UN CONTRASTESENCILLO DELA HIPÓTESIS DE SUSTITUCIÓN
EN EL AHORRO
11.1. Estabilidad y sustitución
La tasa de ahorro de la mayoría de los paises industrializados ha
disminuido de formaapreciableen las dosúltimas décadas,evoluciónqueha generadocierta preocupaciónen algunospaíses,fundamentadaen laposibilidad de que el ahorro sea insuficiente y se constituya en una
restriccióna la inversión. La caídaen la tasadeahorronacionalhavenido
acompañadaporun apreciableaumentoenlos déficit presupuestarios,quehareavivadoel debatesobrela posibledependenciadel ahorro del sector
privado en relación al público. Asimismo, la observaciónde que, en
cambio, la tasa de ahorro privado se ha mantenido más estable en este
mismoperiodopareceestaren consonanciaconla hipótesisde quefamilias
y empresasconsolidan sus cuentas, de manera que rasgan el velosocietario.
Este capítulo se propone contrastarsi el comportamientode las
seriesde ahorroagregadoes compatiblecon la existenciade movimientos
compensatoriosentresusdistintoscomponentes.En concreto,a partir de
la caracterización de las series de ahorro se intentará obtener
conclusionessobrela posibilidad de que las familias tenganen cuentala
actuacióndel gobierno y de las empresasa la hora de adoptar sus
decisionesde ahorro.
Una forma muy simple de formular la hipótesis de sustitución
perfectaentreahorro público y privado, y que es la que configura elmarcodeanálisispropuesto,seriaconsiderarquela relaciónentreahorro
nacional y renta nacional es constante a lo largo del tiempo. Esta
formulaciónestaríaen consonanciacon la hipótesisde ultrarracionalidad
de David y Scadding(1974),quepostulaquelas familiaspuedenteneren
cuentael ahorro de las empresasy del sectorpúblico cuandotoman sus
47
decisiones de ahorro y de consumo, lo que implica que cambios en el
ahorroempresarialy/o público seráncompensadosuno a unopor elsector
familias. En el trabajo de David y Scadding(1974) seafirmaqueuna tasa
de ahorronacionalconstantepodríatomarsecomo evidenciaen favor de
esta hipótesis de ultrarracionalidad<’~. En este sentido, se considera
que existe un nivel de ahorro en relación a la renta nacionalque losagentes económicos consideran adecuado, de manera que actúan
compensatoriarmente con el objetivo de alcanzarlo.
Dentro de este mismoenfoque,podríapensarseen la posibilidadde
que, aunque la tasa de ahorro nacional no fuera constante,podría darseel casode que cuandoestaratio sufre shocksque la alejan de su valor
normal, acabavolviendo a él al cabo del tiempo. Estaseríauna relación
másdébil entrelas dosvariables, compatibletambiéncon el postuladode
la sustituciónperfecta.Es precisamenteestaconcepcióndeestabilidadde
la tasade ahorrola que seconsideray analizaen estecapítulo.
De forma similar sepodríaformularla hipótesisdeausenciadevelo
societario -que las familias incorporan la rentade las empresasen su
conjuntode informaciónrelevante-a partir de la constanciaen la relación
entreahorro privado y rentanacional, lo que ha venido a denominarse
“ley de Denison”(2)• En estemarco, es irrelevante el papel del sector
público sobrelas decisionesdeahorrode las familias. Si la tasadeahorroprivado en relacióna la rentanacionalsemueveentorno a una constante
a lo largo del tiempo, con independenciade la distribución de estarenta
entre los sectoresfamiliar y empresarial,entoncescabepensarque la
decisiónde ahorrarsetoma a nivel del conjuntodel sectorprivado. Por
tanto, cabría inferir que las decisionesde las empresasen materia debeneficiosno distribuidosno sonindependientesde las decisionesde las
familias en cuantoa posponerconsumo.
En los trabajospioneros en los que se propone esteenfoque, el
~ La hipótesis de ultrarracionalidad está en consonanciacon el
enfoqueconsolidadodeKormendi(1983)y queseanalizaenel capítuloIV.
(2) VéaseDenison(1958).
48
análisis de la constancia en la relación entre ahorro y renta se formula
como un contraste de Chow (David y Scadding (1974), Glennon(1985)).
Estecontrasteimplica que las seriesson estacionariasen los dos o más
períodosque se estánconsiderandoe impone la restricción de que lavarianza de las perturbacioneses la misma en todos los períodos
considerados.El contrasteaquípropuestopostulaun modelomásgeneral
que no imponeningunarestriccióna priori.
Es importanteseñalarque la estabilidadde las distintas tasasde
ahorroque seproponeanalizarno esel resultadode unaspropensiones
al ahorro constantes, ni de una distribución estable delproductoentrelos
sectores público y privado, y en este último de una constante división de
la rentaentreempresasy familias. En realidad,en la mayoríade paises
de la ComunidadEuropeaseha producidouncambioen la composicióndelahorro privado, que ha significado una reducción del familiar y un
aumento del empresarial.La constanciaen el componenteprivado del
ahorronacionalimplicaríaquelos propietariosde la riqueza,por la razón
que fuere, actúancomo si los componentesdel ahorro fueran sustitutos
perfectos. Asimismo, también se ha observadoen estos paísesque la
distribución de la renta entre el sector público y el privado haexperimentado variaciones importantes.
Las principales aportaciones de este capítulo radican, por una
parte, en la aplicación de los contrastes de estacionariedad en este marco
de análisis, y por otra, en el examen de las hipótesisdeultrarracionalidady de ausencia de velo societario utilizando un panelde datos. En Gulley
(1990) puede encontrarseun análisis similar, aplicado a datos de la
economíanorteamericana,mientras queen Argimón (1992) sepresentan
resultados de un contraste de estacionariedad, referidos a series
individualesdeahorronacional,público y privado, condatosde la OCDE.
Aquí se utilizan las series de Contabilidad Nacional que proporcionaEurostat,y queincluye informaciónparaoncepaísesdela Comunidad(sin
Luxemburgo)parael período1960-94.
Este capitulo se estructura de la siguiente manera. El segundo
epígrafe se propone explicar la metodologíaempleadapara analizar la
evolucióndel conjuntoy de los distintoscomponentesdel ahorronacional
49
enrelacióna la RentaNacional. Esteanálisispermite,no sólo caracterizar
estadisticamenteestas series, sino también, contrastarde forma muy
primaria la existencia de movimientos compensatoriosentre el ahorrofamiliar, empresarialy público. Concretamente,se define el contraste
ADF de raíz unitaria, donde la hipótesis nula es la ausencia de
estacionariedad,el de cambio de media frente a la alternativa de raíz
unitaria y el de integración de orden superior a la unidad como unaextensióndel ADF. Finalmente, se resumeel contrastedesarrolladoen
Leybourney McCabe (1994) cuya hipótesis nula es la estacionariedad.
Seguidamente,en el epígrafe11.3, sepresentanlos resultadosobtenidos
primeropara las seriesindividuales en todos los contrastesy después
paralas seriestratadas como una base de datosde corte longitudinal,exclusivamenteparael contrasteADF, siguiendoel trabajodeLeviny Lin
(1992).En particular, enesteúltimo casoseoptaporespecificardistintos
modelosqueseestimanparala realizacióndel testy queimplican distintos
supuestossobrelasrelacionesentrelos paisesincluidos en la muestra.Se
termina con un conjuntode conclusiones.
11.2. Metodología
11.2.1. El contrasteADF de raíz unitaria.
Unade las formasde caracterizarunaserie, queaquíesde interés
por su aplicación al análisis de las hipótesis de comportamientoque seestáncontrastando,es determinarsu nivel de integración. Paraello se
formula un contrastede raíz unitaria que nos permite conocercuantas
vecesdebediferenciarseuna serieparaser estacionaria,es decir, que
nos permitedeterminarsu orden de integración.
En la medidaqueuna serieno tengauna raíz unitaria, (es decir,seaestacionaria,1(0)) si sufreun shockque la aleja de su valor medio,
volveráa él tardeo temprano.Sin embargo,si tieneunaraízunitaria, (es
decir, es integrada de orden 1, 1(1)), entonces no tiene ningunatendenciaa recuperarestosniveles medios. Si éstefuera el casoen el
áreaquenosocupa,la reducciónobservadaen las tasasdeahorrode los
50
paísesindustrializadosseríade carácterpermanente.En cambio, si las
series fueran estacionaríascabria esperar que las tasas de ahorro
volvieran a aumentary recuperaranpaulatinamentesusvaloresnormales
máselevados,quesehabíanobservadoen los sesenta.
El primer contrastede raíz unitaria propuestoen estetrabajo, elmás extendido en el trabajo empírico, es el denominadoDickey-Fuller
Aumentado(ADE) (Díckey y F’uller (1979, 1981)Y~>. Se formula como
una regresióncuyaexpresióngeneralvienerecogidapor la ecuación:
It
Ax~ =a+8x~ + Sy1Ax~1 + et t = 1 T (11.1)1. ‘=1
donde áx~ = x~-x~1, siendo x~ la serie en la que seestácontrastandola
presenciade una raíz unitaria y k es el número de retardosnecesarios
para garantizarque los residuosde la regresiónsonruido blanco. Es eltest de raíz unitaria más simple que es válido ante la presenciade
correlaciónserial de formadesconocidaen los residuos.
La hipótesisnula de que la serie sigueun procesoautorregresivo
AR(1) con coeficienteunitario, esdecir, quees integradadeordenuno,
puedeverse como una hipótesis de ausenciade estacionariedad.En la
nula, 13=0 y por lo tanto el contraste se reduce a determinar la
significatividad estadísticade 8. Se podría incluir, asimismo, en el
contrastede raíz unitaria una tendenciacomo regresor,que recogeríala
posibilidad de que la seriefueracrecienteo decrecienteen el tiempo. Sin
embargo>en estecontextono parecemuyadecuadasuinclusión ya quela
tasade ahorropuedeconsiderarseacotadapor la unidad.
Estecontrasteno tieneunadistribuciónestándary parlo tanto, el
estadístico t que debe emplearseno es el habitual. Para las series
individuales, seha optadoaquípor utilizar los valorescríticos recogidos
en McKinnon (1991), dondese presentanresultadosde este contraste
parapequeñasmuestrasy, enconcreto,paradistintostamañosmuestrales
(3) En Banerjee,Dolado,Galbraithy Hendry(1993)puedeencontrarseunarevisión y análisisde los principalesresultadosdentrodel áreade lano estacionariedad.
51
parauna únicaserie.
Los trabajosen el áreade raícesunitarias con datos de panelsontodavía muy escasos(véanseLevin y Lin (1992),Quah(1993)y Breitung
y Meyer (1994)). Por una parte, los supuestosque posibilitan laaplicacióndel contrasteADF modificadoy propuestoporBreitungy Meyer
no resultanmuy apropiadosparabasesde datosen las que la dimensión
temporaltiene la misma o mayororden de magnitudque la dimensiónde
seccióncruzada.Encambio,el análisisdesarrolladoenLeviny Lin (1992)
resultarelevanteparapanelesde tamañomoderado,es decir, de pocos
individuos -entre 10 y 250- y con un númerolimitado de observaciones
temporales-entre25 y 250-, similar al quesedisponeaquí. En el trabajo
de Levin y Lin sepresentan,parapanelescompletos,valorescríticosdelcontrasteADE tradicional de raíz unitaria, obtenidoscon métodosde
Monte Carlo para determinar las propiedadesde muestrasfinitas”~,
tantoparaun modeloconconstanteúnicacomoparaun modelocon efectos
fijos, individuales. Se recogenestos valores para distintos tamaños
muestrales,teniendoen cuentaque, al ser datos de panel, los valores
críticosdel testdependentanto dela dimensióntemporalcomo delnúmerode individuos de la muestra. En el caso de paneles incompletos, todavía no
se tienen resultadostabulados,por lo que no esposibleaplicarleseste
contraste.
11.2.2. Contrastede cambiode media
Uno de los principalesproblemascon los contrastesderaízunitaria
es quesonmuy sensiblesal supuestode queel procesogeneradorde los
datosha sido establea lo largo del períodomuestral.En Perron(1989)se
4> En Leviny Un (1992)sedesarrollanlaspropiedadesasintóticasdelos contrastesde raíz unitaria con datosde panel.Se muestraqueen elcasode residuosud, el estadísticot de la raíz unitaria convergehaciaN(0, 1). Debido a la presenciade la raíz unitaria, la convergenciatienelugarmásrápidamentesi el númerode períodostemporalescrecequesi elnúmerode individuos crece. En el casode efectosfijos individualeso decorrelaciónserial en los residuos, el estadísticot de la raíz unitariadiverge,pero, enamboscasos,unatransformaciónsimpledel estadísticot convergehaciaN(0,1).
52
muestraque la potencia de los contrastesde raíz unitaria se reduce
dramáticamentesi el nivel y/o la tendenciade una serie seha modificadoexógenamenteen algún momentodel período muestral.Aunque la serie
puedeserverdaderamenteestacionariaen cadaunade las dospartesde
la muestra,podríaserprácticamenteimposiblerechazarla nuladequese
trata de un procesointegradode ordenuno (1(1)).
En Perron (1990) se propone un contraste de raíz unitaria
condicional a cambiosexógenosen el nivel o la tendencia. Se puede
formular de forma similar al test ADF incluyendouna o varias variables
artificiales (y una tendencia,si sedesea)quepermitana la constante(a
la tendenciao a ambas)cambiaren un momentodadodel tiempo.
La distribuciónasintóticadeestostestno esla mismaqueenel caso
anterior. En realidad,el valor crítico dependede lasvariablesartificiales
incluidas y en qué momento de la muestratiene lugar la ruptura. En
Perron (1990) puedeencontraseuna tabulaciónde los valores críticos
asintóticosparadistintospuntos de ruptura.
En los gráficos 11.1 a 11.11 se recogela evolución de la tasa de
ahorro nacional y sus componentespara los distintos países de la
ComunidadEuropeaen el período1960-94. De su observaciónse deduce
que las series de ahorro para los distintos países pueden estarcaracterizadaspor la presenciade dosperíodosdiferenciados,con tasas
máselevadasen el primer períodoque en el segundo.La existenciade
este cambio estructural de carácter exógeno podría justificarse por
factores de índole económica, como podría ser la segundacrisis del
petróleoo la liberalizaciónde losmercadosfinancieros,o bienporfactoresinstitucionales,queaquíno sevana analizar.
El contrastepropuestopermitiríadeterminarsi sehaproducidoun
cambio en el nivel medio de la serie en un momentodado del tiempo, que
haría factible considerarla existenciade dosperíodos,o bien si es más
adecuadoconsiderarqueseestáproduciendounareducciónpaulatinay
persistenteen estavariable. En el primer caso, el ahorrode un paísse
habría estabilizadoen estenuevo nivel más reducido, y en el segundocabría esperarque siguiera reduciéndoseo bien que la recuperación
53
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’
JOoJOoz“Oxxo“O
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—E:
Owxv
1a—11111111O
iniciadafuerasignificativa y no permitierahablardeformaprecisade dos
períodosdiferenciados.
Por lo tanto, en estecasoel contrastese efectuaríade nuevo, apartir deunaregresiónsimilar a la queseformulaparael testADE, cuya
expresióngeneralsería:
It
= a0 4~ a~D + Bxt.í + SyAx~1 + et i 1... .T (11.2)I.—1
donde, de nuevo, k es el número de retardosque garantizanque losresiduosson ruido blancoy D esuna variableartificial que toma valor 1
paralos primerosañosde la muestra(elprimerperíodo)y valor O paralos
restantesaños (el segundoperíodo).
Si no hay cambio de media, (11=0, de tal maneraque si sepuederechazarque ~=O,a + a~esla mediadelprimersubperíodoya0, la media
odel segundo.La significatividadestadísticadel coeficientefi determinará
el ordende integraciónde la serie: si no sepuederechazar130, entonces
la tasade ahorro no es 1(0), no es estacionariay deberíamoshablar detendenciaa la baja. Si 13 * 0, entoncespodríamoshablarde caiday, según
si a esono significativamentedistinto de cero, de dosperíodos.1
11.2.3. Contrastede integraciónde ordensuperiora 1
Si no puederechazarsela hipótesisnula de que 13 = 0, el siguiente
pasoseríacontrastarsi esun procesointegradodeordensuperiora uno,
por lo quedebeefectuarseel contrastede raíz unitaria sobrela serieenAcntlprimeras dn~tcn~ias. ~ste contraste se for—”~ An ?n~w~o no nlLAttfl~ ~ & ~,t xxxtt A~ Att
efectuado para determinar si una serie en niveles es estacionaria. En la
medida que se considereque la serie original no tiene deriva, no se
incluirá una constanteen la regresión.En concreto,deberáestimarsela
ecuación:
donde A2x¿áx~-Ax~
1. Si AtO, entonces, la serie es integrada de orden
uno. En cambio,si no puederechazarsela hipótesisdequeA0, entonces
no se habrá logrado caracterizar a la serie y deberá procederse a
54
It
A2x~ = AAx~~ + Ey1A
2x,,,4 + e~ t = 1. x~ .T (11.1’)
4=1
considerar órdenes superiores de integración. La mayoría de series
económicas o biensonestacionariaso bienlo essu tasade crecimiento,y
cabeesperarquelas tasasdeahorrotambiéntenganestecomportamiento.
En cualquier caso, la formulación del contrastese efectuaríade forma
idénticaa como seha hechoparala integraciónde ordenuno.
11.2.4. Un contrastealternativode la hipótesisde estacionariedad
Con el objetivo deevaluarla robustezde los resultadosquepueden
obtenerseconel testADF paralasseriesindividuales, seproponerealizar
un contrasteadicional desarrolladoen Leybourney McCabe (1994). Laprincipal diferencia con el anterior test es que la hipótesis nula es la
estacionariedady la alternativa, la presenciade una raíz unitaria.
Estecontrastesecaracterizaporquedescribelas serieseconómicas
como ARMA (p,1l), es decir, permitiendo no sólo la existenciade un
procesoautorregresivosino la inclusióndeunamediamóvil deordenuno.
Tal inclusión sejustifica ya que ha venidoseñalándoseque el contraste
ADF tiende a rechazarla nula de no estacionariedadcuandolas seriescontienenun importantecomponentede mediamóvil (Molinas (1986)).
El modelosubyacenteenestecontrastesuponequela seriex,~ puede
descomponerseen una parteautorregresiva,en un residuoestacionario
y en uno no estacionario.Si la varianzadel último dc estoscomponcntcs
es cero, entoncessedice que x~ esestacionaria.En el apéndiceII puede
encontrarseuna breve descripciónde la formulación y desarrollo del
contraste.
En cualquier caso, el hecho de rechazarel supuestode que una
serie de ahorro nacional (privado) es 1(0) sólo puede tomarsecomo
evidenciaparcial de que la sustituciónuno a uno entreahorro público y
55
privado(ahorrode las familiasy de las empresas>no seproduce.Porotra
parte, el hecho de que la serie de ahorro nacional (privado) sea
estacionariapuedeser consecuenciade que lo sean tanto la serie de
ahorropúblico comola deprivado (la de familiasy la de empresas)o bienporque ambas series no siendo estacionarias, estén cointegradas; es
decir, exista una relación de equilibrio a largo plazo entre ellas. Dado que
los resultadosobtenidosno hacennecesariorealizarestetipo deanálisis,no sevan a abordarestascuestionesaqui~5~.
La determinacióndel ordende integraciónde las distintasseriesde
ahorro constituye una forma meramenteexploratoria y preliminar de
contrastarestashipótesiscomplejasde comportamiento,tantopor lo que
serefiere a la hipótesisde ultrarracionalidad,como por lo que respectaa la presenciao ausenciade velo societario,Por lo tanto, los resultados
debentomarsecon muchacautela,y másteniendoen cuentaquelas series
disponiblesson relativamentecortas~6>.
11.3. Resultadosempíricos
En esteepígrafesepresentanlos resultadosempíricosobtenidosa
partir de la aplicaciónde la metodologíaqueseha descritoenel epígrafe
anterior. Ante todo, debe señalarseque se presentandos tipos deresultados: los obtenidos con series individuales y los obtenidos con
panelescompletos,donde el número de observacionestemporaleses el
mismo para todos y cada uno de los países. Estos distintos enfoques
puedenconstituir, de algunamanera,un contrastesobrela robustezde
los resultados.
(5) En Banerjee et al. (1993) puedeencontrarseuna revisión del
conceptode cointegracióny de susprincipalesimplicaciones.
(6> Debesubrayarseel hechodequelos valorescríticosutilizadospara
el contrasteADF procedende los trabajosde McKinnon (1991) y Levin yLin (1992) que los calculanparael reducidotamañomuestralqueaquíseutiliza, tantoparalas seriesindividualescomoparael panelcompleto.Encambio, los valoresparael contrastede cambiode mediaasí como el deestacionariedadde Leybourney McCabesonasintóticos.
56
11.3.1. Datos
Las seriesdisponiblesprovienende la ContabilidadNacionalde los
distintos paísesde la Comunidad, que recoge la Comisión EconómicaEuropea y que difunde Eurostat a través de CRONOS<7>.
La información disponible para cada país tanto en cuanto a período
muestralcomo en cuantoanivel dedesagregaciónpor sectoresseresumeen el cuadroII . 1 y sepresentadetalladaen los cuadrosdel apéndice1 de
datosy en los gráficos 11.1 a 11.11.
Se ha venidodiscutiendoampliamenteen la literatura la necesidadde depurar los datosofrecidospor la ContabilidadNacional, ya que se
consideraqueestecriterio de contabilizaciónno reflejaadecuadamenteel
conceptode ahorrorelevante(Bladesy Sturm (1982), Summersy Carroll(1987), Modigliani (1990)). En concreto, seproponeque seanalicenlos
datos netos y no los brutos, especialmente dado que la participaciónde la
depreciación en el productoha crecidodeformaimportanteen los últimos
años, debido seguramente al desplazamiento en la composición del capital
hacia inversiones de plazo más corto. Esta defensade los datos entérminos netos se realiza a pesar de los errores que, con gran
<~> En concreto,lasseriesdeContabilidadNacionalutilizadasalo largodel trabajo incluyen el desglosede las cuentasnacionalespor sectoresinstitucionales y las cuentasde las AdministracionesPúblicas. LasCuentasNacionalesconmetodologíaSEC y detalladaspor sectorespuedenencontrarseensoportedepapelen Eurostat (1992>parael período1970-1988.
Las seriesde ContabilidadNacionalconmetodologiaSEC/ESAestándisponibles exclusivamente desde 1960 para las principalesmacromagnitudesy no paratodos los paísesde la Comunidad,ni con elmismonivel de desagregaciónentreellos, y llegan hasta1994. La OCDEtambiénproporcionaserieslargasparaestasvariablesparacadauno desus paisesmiembros (véaseRicardo (1993) parauna recopilaciónde losmismosparaelperíodo1960-91paralospaísesde la CE), perono presentaunadesagregaciónpor sectores.En la medidaque el análisis estructuralrequieredisponerde informacióndetalladaparalas familias, empresasysectorpúblico, parecemásadecuadoutilizar unabasede datosúnica, enla que puedan integraseesteenfoquemásestadísticoconel enfoquemásestructural, lo que implica usar la información desde 1970,exclusivamente.
57
CUADRO 11.1. INFORNACIÓN DISPONIBLE POR SECTORES
Nacional Público/Privado Familias/empresas
República Federal Alemana 1960—94 1960—94 1970—94
Francia 1960—94 1960—94 1970—94
Italia 1960—94 1960—94 1970—94
Países Bajos 1960—94 1960—94 1970—94
Bélgica 1960—94 1960—94 1970—94
Reino Unido 1960—94 1960—94 1970—94
Irlanda 1960—94 1960—94 N.D.
Dinamarca 1960—94 1960—94 1981—92
Grecia 1960—94 1960—94 N.D.
Portugal 1960—94 1960—94 N.D.
España 1960—94 1970—94 1980—94
Número de observaciones
Total 385 375 177
Panel completo 1960—94 385 350 150
4ota: Los períodos subrayados son los incompletos.
tD.: No disnonib]e.
probabilidad, seproducenen el cálculode la depreciación.Asimismo, sehavenidoabogandoporunacorrecciónde los efectosde la inflación sobrela composición del ahorro y concretamentesobresu distribución entre
sector público y privado. Dado que el sector privado en su conjunto esacreedor neto del sectorpúblico, seproponeque los datosdeahorrodel
conjunto de administraciones públicas se corrijan, añadiéndole el valor de
la tasa de inflación multiplicada por la deuda en manos privadas,
(Modigliani (1990))y queesemismovalorsededuzcadelahorrodel sector
privado. Asimismo, se ha señaladola necesidadde corregir las cifras
oficialesdeahorroporlas gananciasy pérdidasdecapital,porel consumo
de bienes de consumo duradero, por el volumen de cotizacionesa la
Seguridad Social y por los planes de pensiones (Summers y Carroll
(1987>).
En este trabajo no se tienen en cuenta estasposiblescorrecciones
y seutilizan exclusivamentelas definicionesquela ContabilidadNacional
ofrece del ahorro de cadasector. Asimismo, sólo se consideranestasvariables en términos brutos ya que el interés no está centradoen el
nivel, sino en las relacionesque existenentreellas, y especialmenteel
papelqueel sectorpúblico puededesempeñaren su evolución.
Unasomerapresentaciónde los datosdisponibles,en la quefiguran
las principalescaracterísticasestadísticasde las distintas seriespuedeayudara dibujar los grandesrasgosquedefinenla evolucióndel ahorro
en los paísesconsiderados.
En el Cuadro 11,2 se presentanlas mediasy los coeficientesdevariación (desviaciónestándar/media)del ahorro nacionalbruto y sus
componentesen relación a la RentaNacional Bruta Disponible (RNBD)
parael período1960-94,en los oncepaísesde la Comunidadparalos que
se dispone de información desagregadaentre sectorpúblico y privado
paraesteconjuntodeaños(todosexceptoLuxemburgo).Unacomparaciónentre los coeficientes de variación de las series agregadas(ahorro
nacionaly privado) versuslos de las desagregadas(privado y público,
por un lado, y familias y empresarial,por otro) puede constituir una
primera aproximacióna la cuestiónde si se produceo no sustituibilidadentre los componentesdel ahorro.
58
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Estos estadísticosseñalanuna menor estabilidaden el agregado
nacional queen el ahorroprivado -con la excepciónde Irlanda dondeel
ahorro nacional presentaun coeficientede variación menor que el delcomponenteprivado-, pero mayorque en el componentepúblico. En la
mayoríadelos casos,elcuadradodelcoeficientedevariacióndelagregado
nacionalesinferior a la sumaponderadadel cuadradode los coeficientes
correspondientesdel sectorpúblico y del sectorprivado-diferencia que
se recoge bajo la fila donde figura la expresión coy por ser una
aproximacióna la covarianza-lo quepuedereflejar queseproducecierta
compensaciónentre ambos componentes<8.Asimismo, se observa que
paralos sietepaisesparalos quesedisponede información,el coeficiente
de variación del ahorroprivado esinferior al del ahorrode las familias yde las empresas,lo que refleja una mayor estabilidaden el agregadodel
sectorprivado que en el de suscomponentesque puedeser debido a la
existencia de movimientos compensatoriosentre ambos sectores. El
agregadodel sector privado aparececomo el más estableen todos los
paísesy, en cualquiercaso, presentaun menor gradode dispersiónquesus componentesfamiliar y empresarial. Asimismo, del cuadro se
desprendeque el ahorro empresarial y el familiar presentan unos
coeficientesdevariaciónrelativamentesimilares, lo quepuedereflejar que
no es ninguno de estos sectoresen especialel que debe considerarse
principal inductor de los cambiosobservadosen el ahorroprivado.
8) Cabeseñalarquesi cv y sonel coeficientede variacióny lamedia de x+y, respectivamenVd:
cvt1, — var(x+y) — var(x) + var(y) + 2cov(x,y) —
[cix + (1 ~a)~12
var(x> x + var(y) - y + 2 cov(x+y
)
+ [(al + (1 —a)~) 3’ [al + (1 —a)~]’x [(al (1-a)~fl’ y
2 2< 2= cv~ + cvy 4-y)’ + 2cov(x,y)
___ 2(x (x +y)
59
Portanto, deestosestadísticoscabriainferir, por unaparte,que,
dado que el ahorro nacional es más inestable que el privado (aunquemucho menos que el público), no parece que se puedasatisfacer la
hipótesisdeultrarracionalidadensentidoabsoluto- Lasvariacionesenelahorroprivadoy enel público no parecequesecompensencompletamente
la unaa la otra, sino solo parcialmenteya quepartede la variabilidaddelsectorpúblico no esabsorbidapor el sectorprivado y setrasladaasí al
agregado,por lo quepuedehablarsedeciertarespuesta.En cambio, dadoqueen los sietecasosposibles,los componentesfamiliar y empresarialdel
ahorroenrelacióna larentanacionalsonmenosestablesqueestaratio del
sector privado en su conjunto, parece que hay movimientos
compensatoriosentreellos. Puedededucirse,por tanto, queempresasyfamiliastomansusdecisionesdeahorrodeforma conjunta,demaneraque
reducenla variabilidaddel agregado,como si rasgaranel velo societarioy, en cambio, se hacemás difícil afirmar algo parecidoen relacióna la
actuacióndel sectorpúblico.
11.3.2. Seriesindividuales
En el cuadro 11.3 se resumenlos principales resultadosde los
contrastesderaízunitariaobtenidosconlasseriesindividuales,definidas
como ahorro bruto en relación, todas ellas, a renta nacional bruta
disponible<S). El análisis se ha efectuado de forma secuencial,
empezandopor contrastar si las series son integradas, siendo laalternativala estacionariedadentorno a unaúnicamedia- Si no serechaza
estahipótesisbajoel testADF, sepasaa contrastarsi sonestacionariasentornoa dosmedias,eligiendocomoañosderuptura 1980y 1981, ya que
enestosañosse concentranla mayorpartede los cambiossufridospor las
economíaseuropeas.Por último, secontrastasi la seriees integradade
orden uno frente a orden dos- Esta forma de procederaunquepuede
favorecerla elecciónde la hipótesisde estacionariedadentorno a una o
dos medias frente a la de integración de orden uno (o superior a la
unidad), pareceadecuadodado el pequeñotamaño muestraldel que se
~ Los resultados econométricosdetallados se presentanen losCuadrosA2.1 a A2 3 como anexoa estecapitulo.
60
CUADRO 11.3.
E
ESTACIONARIEDAD SERIES DE AHORRO EN RELACIÓN A RENTA NACIONAL 1960-94
SE/ENED SP/liMEn SG/RNBD
AnT/Cambio Leybourne y ADF/Cambio Leybourne y ADF/Cambio Leybourne
de media HcCabe de media Hccabe de media McCaÉe(1) (2) <3) (4) <5) (6>
y
República FederalAlemana
1 I 1 E 1 1
Francia Ef 1980] 1 Ef 1980] 1 1 1
Italia E[1980J 1 1 1 1 1
Países Bajos T 1 E(1981] E 1 1
Bélgica T 1 1 1 1 1
Reino Unido Ef 1980] 1 E E 1 1
Irlanda 1 E E E 1 1
Dinamarca 1 1 E E EfiSEO] 1
Grecia E[1981] 1 E E EfSBO) 1
Portugal E E E E 1 1E
España (1970—94] 1 1 E[1980] E 1 1
Los países señalados con un asterisco no disponen de datos para ele (o todas> las series (ver cuadro 11.1 para intormación detallada>.
periodo completo para alguna
B~ Ahorro nacional bruto, SP: ahorro privado bruto, SG: ahorro público bruto, RNBD: rentaacional bruta disponible.
Serie estacionaria (integrada de orden cero (1(0>>. E[xx]: serie estacionaria en torno a dosedias, siendo xx el año de ruptura; 1: serie integrada de orden uno (1(1>).
favorecerla elecciónde la hipótesisde estacionariedaden torno a una o
dos medias frente a la de integración de orden uno (o superior a launidad), pareceadecuadodado el pequeñotamaño muestraldel que se
dispone.
En las columnasimparessepresentanlos resultadosobtenidosbajo
el testADF y en las pareslos obtenidosbajoel contrastedeLeybourney
McCabe.En elcuadro,E indica quela serieesestacionaria,(integradadeorden0, (1(0)), E(xx) queesestacionariaen torno a dosmedias,siendo
xx el año de ruptura e 1 que es integradade orden 1, (1(1)). Cabe
señalarque las diferenciasde resultadosentre ambosenfoquesno son
muchas,sobretodo si se tiene en cuentaqueel contrastede Leybourne
y iVIcCabe es de estacionariedaden tornoa unaúnicamediay por lo tanto
las seriescon dos medias,seclasificancomo 1(1) bajo estecriterio.
Se observa(columnas1 y 2) queseha encontradoevidencia,bajoalguno de los dos contrastesefectuados,de estacionariedaden torno a
una única media en las seriesde ahorronacionalde Irlanda y Portugal.
Las tasasdeahorronacionalde Francia,Italia, el ReinoUnido, y Grecia,por su parte, se muestrancomo estacionariasen torno a dosmedias(con
el añode ruptura en 1980paralos tres primerosy 1981 en Grecia) - Para
el resto de países,las seriessonintegradasde ordenuno. Los casosde
los paísesque pareceninclinarse por una estabilidad en torno a dos
niveles distintos, no respondena la ideade constanciaen el tiempo en el
ahorro nacional que podría adscribirsea la versión más fuerte de la
hipótesisde ultrarracionalidad- Sin embargo,si estecambiodenivel quese observaen la serie estuvieraexplicadopor factoresexternos, que
hubieranafectadoa todos los componentes(privado y público) y en la
misma dirección, pero no a las relacionesde dependenciaque existen
entre ellas, se podría estar satisfaciendola hipótesis de sustitución
perfecta.
Por lo que respectaa las seriesde ahorroprivado (columnas3 y 4
del Cuadro11.3) pareceque los resultadosdifieren sensiblementede los
obtenidosparaelahorronacional.En concreto,enochode los oncepaises
analizadosseencuentraevidenciadeestacionariedaden tornoa unaúnica
mediay en otro (Francia)en torno a dos, por lo que la Comunidadde los
61
oncepuedeversecomoun conjuntode paisescontasasdeahorroprivado
relativamenteestables.Por otra parte, debetenerseen cuenta que laserie españolatiene sólo veinticinco datos, por lo que, los resultados
debentomarsecon cierta cautelay, sobre todo, en la medidaque losobtenidos bajo el contraste ADF entran en contradicción con las
conclusionesalcanzadasbajo el contrastede Leybourney McCabe (como
tambiénocurre en el caso de los PaisesBajos). Por su parte, Italia y
Bélgicamuestrande forma clara quesu ahorro privado no es estable.
La quintay sextacolumnasdelcuadroII .3 presentanlos resultadosobtenidossobreel ordende integraciónde las seriesdeahorropúblico en
relacióna la RNBD. Tal como se observa,en prácticamenteningún país
estaseriesemuestracomoestacionaria,resultadoqueno sorprendesi se
tieneen cuentalos importantesdéficit públicosalcanzadospor los países
de la Comunidadenesteperíodo. Las únicasexcepcioneslas constituyen
Dinamarca y Grecia, para los que se encuentra evidencia de
estacionariedaden torno a dos medias.
En resumen,los resultadosdeestacionariedaden torno a unaúnica
mediade las seriesde ahorronacionalde Portugale Irlanda, y en torno
a dos mediasde Francia, Italia, Reino Unido y Greciaparecenindicar lasatisfacciónde la hipótesisdeultrarracionalidadenestospaises(deforma
clara en los dos primeros y más discutible en los cuatro restantes).A
pesardelos cambiosproducidosen lasparticipacionesrelativasdelsectorpúblico y del sectorprivado en la rentanacional, que han comportado
oscilaciones significativas a lo largo de este período, los agentes
económicosdel sectorprivado parecenhaberadoptadosus decisionesde
ahorroteniendoen cuentalas del sectorpúblico - Puedeargumentarseque
en estospaísesexisteun nivel deahorrodeseablepor estosagentes,que
actúande formaqueseaposiblealcanzarlo,tanto a partir de suvoto, que
incide sobre lo que ocurre en el sectorpúblico, como a partir de sus
decisionescomo empresariosy consumidores.En cambio> en el resto depaíses(Alemania,PaisesBajos, Bélgica,Dinamarcay España)laausencia
de estacionariedadobservadaen las series de ahorro nacionalparece
reflejar quelos consumidoresno secomportansiguiendolos postuladosde
la hipótesis de ultrarracionalidad. En estos paises, las decisionesdeahorro adoptadaspor el sector privado en su conjunto no parecen
62
compensarde forma total los cambiosque se producenen el ahorro del
sectorpúblico. La metodologíaempleadasólo permite determinarsi los
cambiosen el sectorpúblico se contraponenuno a uno con cambiosen el
sector privado. El rechazo de esta hipótesis de comportamientonopresuponela ausenciatotal de movimientoscompensatoriosentre ambos
sectores,pero para determinarsi estos se producense hacenecesario
abordarestacuestióndesdeunaperspectivadistinta.
Asimismo, con los resultadosobtenidos bajo este enfoque, la
hipótesis de que las familias rasganel velo societario parece que es
admisible para un conjunto amplio de países:Alemania, PaísesBajos,
Reino Unido, Irlanda, Dinamarca,Grecia, Portugaly Españasatisfacen
la ley de Denison,al mantenerconstantela relaciónentreahorroprivado
y renta nacional<)’O>. Aunque la tasa de ahorro del sector privado de
Francia, se muestratambiéncomo estable,su nivel ha cambiadoy por lotanto no es tan inmediatala interpretaciónde esteresultadodentro del
mareode estahipótesisde comportamiento.
En realidad, el hecho de que no puedarechazarsela hipótesisdeausenciade estacionariedaden las series de ahorro público, bajo el
contrasteADE, exceptoparaDinamarcay Grecia (y debarechazarsela
hipótesisde estacionariedad,bajo el contrastepropuestopor Laybourne
y MeCabeen todos los casos)puedetomarsecomo evidenciade que elsectorpúblico no tieneun nivel deahorroal que tiendeen el largoplazo,
y queenestesentidopodríaconsiderarsecomoel deseadoporestesector.
En cambio, la estabilidadencontradaen el ahorro del sectorprivado en
estospaisesparecereflejar el deseode alcanzarun determinadonivel deahorro por parte de los agentes privados en relación al potencial
productivodel país, independientementede si son las familias o bien las
empresaslas que efectivamenterealizanesteahorro.
En conclusión,los consumidoresde Portugale Irlandapareceque
90) Estosresultadoscontrastancon los de Glennon(1985),dondetras
aplicarun test deChowal período1970-76y 1977-82concluyequeFranciaesestabley Gran Bretañay la RepúblicaFederalAlemanano lo son. Lasdiferencias metodológicasy el distinto período pueden explicar estasdiferencias.
63
sector privado- El rechazo de esta hipótesis de comportamientono
presuponela ausenciatotal de movimientoscompensatoriosentreambos
sectores,pero para determinarsi estosseproducense hacenecesarioabordarestacuestióndesdeuna perspectivadistinta.
Asimismo, con los resultados obtenidos bajo este enfoque, lahipótesis de que las familias rasgan el velo societario pareceque es
admisible para un conjunto amplio de países:Alemania, PaísesBajos,
ReinoUnido, Irlanda, Dinamarca,Grecia, Portugaly Españasatisfacen
la ley de Denison,al mantenerconstantela relaciónentreahorroprivado
y renta nacional~0~.Aunque la tasa de ahorro del sectorprivado deFrancia,se muestratambiéncomo estable,su nivel ha cambiadoy por lo
tanto no es tan inmediatala interpretaciónde este resultadodentro del
marcode estahipótesisde comportamiento-
En realidad,el hecho de que no puedarechazarsela hipótesisde
ausenciade estacionariedaden las series de ahorro público, bajo el
contrasteADF, exceptoparaDinamarcay Grecia (y debarechazarsela
hipótesisde estacionariedad,bajoel contrastepropuestopor Laybourne
y McCabe en todos los casos)puedetomnarsecomo evidenciade que el
sectorpúblico no tieneun nivel deahorroal que tiendeenel largoplazo,
y queenestesentidopodríaconsiderarsecomoel deseadoporestesector.
En cambio, la estabilidadencontradaen el ahorro del sectorprivado enestospaísesparecereflejar el deseode alcanzarun determinadonivel de
ahorro por parte de los agentes privados en relación al potencial
productivodel país, independientementede si son las familias o bien las
empresaslas queefectivamenterealizanesteahorro.
En conclusión,los consumidoresde Portugale Irlandaparecequeno sólo rasganel velo societario sino que respondena la hipóteis de
ultrarracionalidaden su comportamiento,Francia,Reino Unido y Grecia
parecenresponderde forma similar, aun teniendo en cuenta que en
(10) Estosresultadoscontrastancon los deGlennon(1985),dondetras
aplicarun testdeChowal período1970-76y 1977-82concluyequeFranciaes establey GranBretañay la RepúblicaFederalAlemanano lo son- Lasdiferencias metodológicasy el distinto período puedenexplicar estasdiferencias.
63
1980-81tuvieron lugar unos cambiosque llevarona reconsiderarla tasa
deahorronacionaldeseada.En Italia tambiénseprodujo un cambioen su
tasade ahorronacionaldeseada,pero no pareceque sus consumidores
rasguenel velo societario, al contrario de lo que pareceocurrir enDinamarca- Por lo tanto, cabepensarqueel ahorrodelsectorempresarialesrelevanteparala adopciónde decisionesde ahorro del sectorfamilias
en todos los paisesde la Comunidadanalizados,exceptoItalia y Bélgica,
y el del sectorpúblico tambiénpareceincidir sobrelos consumidoresde
Francia, Italia, ReinoUnido, Grecia, Irlanda y Portugal.
11.3.3. Panelcompleto
La combinaciónde seriestemporalescon datosde seccióncruzada
empiezaa sermuy comúnen el análisisempírico,ya queesteconjuntode
informaciónpuedeproporcionarunavisión sobreel funcionamientode la
economíaque seríadifícil de obtenerde otra manera- La modelizaciónenestemarcodetrabajorequiereunasespecificacionesestocásticasdistintas
y unastécnicasde análisis diferentesa las utilizadashabitualmente.
Los resultadospresentadoshastaaquíhanpostuladoqueelanálisis
del comportamientode las distintas series de ahorro de los diferentespaísesdebíaefectuarsebajoel supuestodequelos coeficientesquedeben
estimarseson específicosa cadapaís, e independientesentre sí - Las
ventajas de tal enfoque son obvias pues considera las diferencias
individualesexplícitamentey permitecontrastar,sisedesea,la existencia
de patronescomunesde comportamiento- Sin embargo,tambiénpresentauna seriede inconvenientesquese derivan, no sólo del hechoque tenga
que estimarseun gran número de coeficientes,sino de la ausenciade
consideraciónde la posibilidadde interdependenciaentre los países.
En Leviny Lin (1992)sepresentaun análisisde laspropiedadesdel
contrastede raíz unitaria aplicadoa un panel de datos- Contiene unas
tablas de valores críticos del estadístico t para distintos tamaños
muestrales,tanto en el sentido longitudinal como en el temporal para
panelescompletos- La aplicacióndeestecontrasteal panelde paísesde la
Comunidadpermitirádilucidar si lasseriesconsideradassonestacionarias
64
o biensonintegradasdeordenunoen suconjunto, es decirsi el paneles
o no estacionario.
El conjuto de datos a considerarestarácompuestopor aquellos
paísesparalos quesedisponede seriesparael periodocompleto,lo que
implica no incluir España- Se contrastaráúnicamentesi el panelcompletoes estacionarioo integradode ordenuno y no se realizaráun análisisde
existenciade dos niveles en la serie, esto último por falta de valores
críticos adecuados-
Unaprimeraaproximacióna esteenfoqueintegrado,la constituiría
la formulación de un modelo de sistemade ecuacionesaparentementeno
relacionadas(SURE), que permite considerar la posibilidad de que
algunosfactoresno observables(incluidos enel términodeerror) puedan
afectara todos (o partede) los paísesal mismo tiempo, lo quedaríalugara la presencia de una covarianzacontemporáneano nula entre las
perturbacionesde dospaísesdistintos. Formalmente,y de formageneral
parael paísi en el tiempo t se tiene,
y11=B~ +B,1 2<2±+...+ ~ Xkít +u±~ (¡1.3>—fi +x’ 13 +u
—1—It It
donde x es el vector de las K-1 variables exógenas,I3~ es el vector—It
columnade K-1 coeficientesde regresióny ~ es el término constante-
Bajo el modelode regresiónindividual, como el utilizado paraobtenerlos
resultadospresentadosen el cuadro11.3, se suponeque
~-iid (0, a’)
En cambiobajo SURE, las hipótesissobrelas perturbacionesson
E(u±~)r0 Vi Vt
a si t=sji
E(u±~u~8 )O t*s
65
pudiéndosetambiénespecificaruna forma más restringida que vendría
implicadapor 13~ 13 ~—2± —2
Por lo tanto, este modelo tiene en cuenta, simultáneamente,losefectos individuales específicos y la posibilidad de existencia de
interdependenciacontemporáneaentre los distintospaises.Dadoque la
evoluciónde las economíasde los distintospaísesestáinterrelacionada,
parecerazonablesuponerqueexisteestacorrelación,
El modeloSURE,por tanto, proporcionaestimadoresmáseficientesaunquepuedenno serconsistentessi existesimultaneidad.La utilización
de SUREparael análisisdeestacionariedadplanteael problemade quese
desconocesu distribución, lo que impide disponer de valores críticos
utilízables<”>.
En cambio, sí se dispone de valores críticos tabuladospara unmodelorestringidoy uno de efectosfijos específicosdepaís (Levin y Lin
(1992)).
El modelorestringidoimplica la hipótesismás simple, aunquepoco
plausible de que el comportamientoes uniforme para todos los paísesyparatodo el tiempoy que lasobservacionessonhomogéneas,enel sentido
de que estánsacadasde la mismapoblación. Formalmente,y siguiendola
notaciónde la ecuación(11.3), el modelosuponeque
=13 , _ ~
__ —2
— iid(0,a’)
por lo quese estimanúnicamenteK coeficientes.
(11> Los resultadosobtenidosbajo la especificaciónSURE, cuandosepermite que todos los coeficientes varíen para cadapaís tienden adecantarsepor considerara la mayoríadeseriescomoestacionarias,si seadoptan los valores críticos del contraste de McKinnon para seriesindividuales. Asimismo, cuandose imponenrestriccionesde igualdadenlos coeficientes,el estadísticot delretardotiendea indicar el rechazodela nula de ausenciade estacionariedad.
66
En cambio el modelo de efectosfijos específicosde país tiene en
cuentala heterogeneidadde las observacionesa partir de permitir que
exista un efecto país genérico (fijo), mientras que los coeficientesdereacción son idénticos para todos los países. Por ello se incluye una
constantedistinta paracadaindividuo. Formalmente,
13 =8—21 —2
La consideracióndeestasdiferenciasindividualespuedehacersede
formaequivalenteutilizandounestimadorintragrupos(within) - Bajo estemodelo los estimadores serán consistentesaun cuando los efectos
individuales estén correlacionados con los demás regresores,
característicaque no esde aplicacióna un modelo de efectosaleatorios,
como puedeser SURE (véaseArellano (1992)y Arellano y Boyer (1990))
para una discusión sobre estas relaciones)~’>. El contrastesobre lavalidezdel modelorestringidofrenteal deefectosfijos seformula comoun
(12) Un modelo de efectosfijos puedeversecomo aquel en el que se
supone que la heterogeneidadindividual puede ser recogida comodiferencias en el término constante.El estimador intragrupos que seutiliza puede interpretarse,o bien como una regresiónen la que seincluyen variables ficticias o bien como una regresiónen la que lasdistintas variables se definen como desviacionesrespectoa la mediatemporal (o individual, silos efectosfijos sonde tiempo) - Por su parte,un modelo de efectosaleatoriospuedeverse como aquel en el que lostérminosconstantesespecíficosde los individuos sedistribuyendeformaaleatoriaentrelas unidadesdecortetransversal.Formalmente,siguiendola notaciónde la ecuación(11-3)
~ ~ + con E(g1 x1) =0
El estimadoren estecasopuedeversecomo resultantede MínimosCuadradosGeneralizados(MCG) aplicadoa un modeloderegresiónconunerror clásicocompuesto(y = + p1,) o como una mediaponderadadelestimador intragrupos y ¿¿1inéergrupos(donde las variables son lasmediastemporalesdelasdistintasseries)- Bajo ambosmodelos,los efectossepuedengeneralizara todos los coeficientesy no solo a la constante.Paraun análisis de estosmodelos,véanseGreene(1990), Hsiao (1986) yla recopilaciónen Mátyásy Sevestre(1992). En el apéndicey de la tesispuedeencontrarseuna discusiónsobrelos modelosde efectosfijos y losde efectosaleatorios.
67
test E’3.
En el cuadroITA seresumenlos principalesresultadosobtenidos,cuyo detalleserecogeen el cuadroA2.4 del anexoa estecapítulo. En la
primera columna se recogela caracterizaciónde la serie que resultacuando se especificael panel bajo el modelo restringido habiéndoseestimadopor MCO la ecuacióndel contrasteADE sobrela muestrade T (n
x t) observaciones.En la columna(2) serecogenlos resultadosobtenidosbajo un modelo de efectosfijos, en el que se ha incluido una variable
artificial para cadapaís. Del contrasteF se desprendeque el modelo
restringido es aceptadopor las seriesde ahorronacionaly público (con
unosvaloresparael estadísticoE de1,36 y 0,83 respectivamente,según
serecogeen la columnaF(3) del cuadroA2.4) mientrasqueesrechazado
por la seriede ahorroprivado (cuandotoma el valor 5,39)14
Por lo tanto, la evidenciarecogidaaquíes que todaslas seriesdel
panelsonestacionarias,resultadoquesolo contrastacon lasobtenidasenel análisis individual para las series del ahorro público- Tal como se
desprendedel cuadroA2.4 del anexo,al considerarun modelodeefectos
fijos dondese ha incluido una variable artificial para cadapaís, no se
puederechazarla hipótesis de la presenciade una raíz unitaria en elpanel de ahorro público. Sin embargo, los contrastesrealizadospara
determinarla validez de las restriccionesde igualdad impuestasen los
coeficientesderegresiónseñalanqueelmodeloconconstantey pendiente
única para todos los paises de la Comunidad consideradosno puede
rechazarseen el caso del ahorro público. De este resultado podría
desprenderseque el comportamientodel ahorro público ha seguidoun
patrónmuy similar en todos los paísesde la Comunidad- Por otra parte,
el ahorro privado exige la inclusión de constantesdistintas para cada
país,peroadmitequeel resultadodeestacionariedadescomúnal conjuntodepaísesconsiderados- En cambio, en el ahorro nacional, los contrastes
realizadosseñalanquelas direferenciasentrepaisesno sereflejan en los
“ VéaseapéndiceIV paraunadescripcióndel contraste.
‘~ Por otra parte, el contrastesobrela igualdadentrepaísesde laspendientes(columna F(2) del cuadro A2.4) lleva al resultadode quepuederechazarsetanto parael ahorro nacionalcomo parael privado-
68
E: serie estacionaria <integrada de orden cero <1<0)>; 1: serie integradade orden uno, 1<1>.
a
se
CUADRO 11.4. ESTACIONARIEDfiD CON PANEL COMPLETO
Modelo
Serie Restringido Efectos fijas N2 países<1> (2)
SB/RNED E E 11
SP/RNSD E E 10
SG/RNED E 1 10
or
CUADRO A2. 1. CONTRASTE DE ESTACIONARIEDIID — TASA DE AMORRO NACIONAL<~> - 1960—94
AnT <b> Leybourne y ¡(acabe<a)
Niveles<d>
<1>
primeras
diferencias
<2)
Orden de
integración(a)
<3>
Primeras Orden de
Niveles Diferencias integración
<4> <5> (6>
13 a1 X 5 5
Rep. red. —0,14 —
flemana <1,78>
—0,96**
<5,44>
1<1)**
1,843 0,086 1<1>
~‘rancia —0,37 0,02**
<3,74> <3,75>
—0,67**
<4,03>
i<O)[1980¡**
2,649 0,117 1<1>
Etalia —0,29 0,02**
<3,62> <3,44>
—0,89**
<5,20>
I(O)[1980)**
2,999 0,0514 1(1>
Países Bajos—O,18 —
(2,26>
—0,82**
<4,81)
1(1>**
1,488 0,0857 1(1>
3élgica —0,10 —
<1,31>
—1,02**
<5,91>
¡(1>**
0,460 0,288 ¡<1>
Reino Unido —0,34 0,01(3,14> <2,72>
—0,80**
<4,47>T<0>L1980]
**
2,000 0,0717 1(1>
Irlanda —0,31 —
(2,39>
—1,16**
<6,71>
1(1> 0,290 0,0843 1(0>
Dinamarca —0,08 —
<1,53>
—0,63**
(3,95>
¡<1>**
2,087 0,0926 ¡<1>
;recia —0,30 0,03**
<3,77> <3,89)
—0,94**
<5,61>
I(0>[1981]**
1,364 0,2631 1<1)
Portugal —0,49 —**
(4,30>
—0,75**
<4,48>
1<0)**
0,173 0,0999 ¡<0>
España —0,35 0,02<1970—94) <2,54) <2,37>
—0,82**
<4,82>1<1>
**
1,287 0,0855 1/(1>
a) Tasa de ahorrodisponible.
definida como ahorro nacional bruto en relación a renta nacional
b) contraste ~nr donde,
<1) E0: 1<1>; ki~:¡<O> en el modelo en niveles (4s=I3+I3s~gi-J3Aa~3<2> E0: 1<2>; E~:I<1) en el modelo en diferencias LA 5~ = AAs~1] <columna 2><3> E0: 1<1>; }i~:i<0) en torno a dos medias en el modelo de cambio de media[As~=J31+a1D+B,s~1+J33As~1)Los valores criticas para a> y b> están tabulados en MoRinnon (1990) para los distintostamaños muestrales y los valoreB críticos asintóticos para c) en Perron <1990).
c> contraste donde
11~:I(0); H1: 1(1> desarrollado en Leybourne y Mocabe (1994>.Los valores críticos asintóticos tabulados en Kiwatkowski st al <1992) para los nivelesde significación del 10 y del 5% son respectivamente 0,347 y 0,463. El estadístico e sedefine en el apéndice
d) Valor del coeficiente del retardo y de la variable artificial y, entre paréntesis, valordel estadístico t.
e) Entre corchetes año de ruptura
bruta
—0,33
(2,54>
—0,73 0,02 —1,11**
<4,63) <4,31) <6,37)
—0, 13
<1,40)
Países Bajos—O,36
Bélgica
0,006 —1,11**
<1,83> <6,43)
—0,01 —1,08* **
<3,35) <2,91) (6,31)
—0,18
(1, 7.3>
11(0)9981] 0,237
CUADRO A2 .2. CONTRASTE DE ESTACIONARIEDAD DEL COMPONENTE PRIVADO
DEL AHORRO NACIONAL<a). 1960-94
¡
AD? (b> Leybourne y ¡(ccabe(o) ¡
Primeras Orden de Primeras Orden de
Niveles(d) diferencias integración(e) Niveles Diferencias Integración(1> (2> <3> (4> <5> (6>
ch 5 5
Reino Unido
Irlanda
—0,32**
<3,26>
—0,31
(2 , 63>
—0,36
<2,81)
—0,23**
<3,32)
Portugal —0,48
<4,03>
—0,65**
<3,47)
0,03
<2,98)
11<0) [1980]
Rep. red.
~lemana
rrancia
Italia
—1, 24**
(7,40)
¡<1)
11<0> [1980]
O,370
**2, 197
0,687I(1>
0,0698
0,1027
0,2295
0,0921
0, 1520
1<0>
‘cl>
I(1>
1(0>
I<1>—1,44
(8,98>I(1> 1,532
—0,59**
<3, 68)
¡(0>
1<0)
Dinamarca
Grecia
**—1,37
(8,41>
—0,90<5, 14)
—0,97(5,80>
I<0>
1(0>
0,237
0,03 5
0,415
0,150
0,355
**
0, 0608
0,0532
0,1632
0,2105
0,1023
España
<1970—94>
1(0)
11<0)
I<0>
1(0)
11(0>I(0)—0,87**
(5,02>
—1,08**
(5,12>
0,279 0, 0878
a> Tasa de ahorro definida como ahorro nacional bruto en relación a renta nacional brutadisponible.
¡<0>
b>, <c>, <d>, y <e): ver notas cuadro A2,l
—0,20
<1,96)
0,46 0,01
<2,39) (2,35)
—1, 13
<6,49)
—1,02
<5,81)
—0,16 0,006 —1,16
<1,76) <0,99> (6,66)
Países Bajos—0,45
<2,92>
0,02
<2,54>
—1,06
(6,01>
CUADRO A2. 3. CONTRASTE DE ESTACIONARIEDAD NIEL COMPONENTE PUBLICO
DEL AHORRO NACIONAL(a). 1960—94
AnT <b) Leybourne y Mccabe(c>
Primeras Orden de Primeras Orden de
Niveíes<d> diferencias integración(e> Niveles Diferencias Integración
<1) <2) <~) <~> <5) (6)
13 a A 8 8
**
—0,31 —0,02 —1,12
<2,21> <1,97> <6,49>
Reino Unido —0,32 0,01
<3,02> <1,98>
—0,13
(1,60)
—0,40*
(3,28>
—0,33
(3, 10>
—0,10
<1, 16>
—0,12
0,02
<2,64)
0,03
(3,39>
nacional bruta
~ep. red.
álemana
~rancia
Italia
**
1,554
**1,187
i<1>
I<1>
¡(1)
11(1>
Bélgica
0,0551
0,1057
0,1823
0,0787
2,811
2,292
I<1>
‘U>
i(1>
I<1>
I(1>
Irlanda
I(1> 2,655 0, 0469
I<1>
1<1)
—0,60
(3, 67)
—0,82
<4,72>
—0,73
<4,44)
1,342
1,438
0,0844
0,0123
Dinamarca
Grecia
Portugal
España
I<1>
I<1>
¡<0) [1980] 1,382 0, 09 52
I(0>[1980] 2,983—1,06
(6,01>
—1, 12
<6,39>
—0,93**
<4,41>/ ‘
0,1449
1,976I<1>
1(1>
¡(1>
I(1>
I<1)
I(1>0, 6689
0,1134
0,1157
a) Tasa de ahorro definida como ahorro nacional bruto en relación a rentadisponible.
lJ
b>, <c>, (d>, y (e>: ver notas cuadro A2.1
CUADRO A2.4. ESTACIONARIEDAD DEL AHORRO EN RELACIÓN A LA RENTA NACIONAL. 1960-1994
Panel completo
(o)Restringido
EEfectos fijos O) F<í>(b) r<2)(b) r<a><b> Efectos
aleatorios(a)
2(c)x
2slacional —0,11 **(5,34) —0,17 j,94É* 2,85* 1,36**(6,28) [30,330] [10,350) [10,350] —0,12(5,53> 17,7232>
Privado —0,10 **<4,34>
—0,29 3,20 0,81 539**(8,16> (27,300] (9,309] [9,318]
—0,21<6,88>
Público —0,05 **(2,92>
—0,09 1,16 0,54 0,83(3,76> [27,300] (9,309] [9,3181
—0,07(3,28)
3,49<2)
Contraste de integración de orden 1
~acional —0,86(16,84)
Privado —1,02(18,82>
Público —0,94<17,28>
~) Valor del coeficiente del retardo y entre paréntesis, valor del estadístico t siendo elmodelo general:
As =13 413 a +13 As <1>
F(l>: Es el contraste F con los grados de libertad que figuran entre corchetes
2± 2’= >3 = 13 13 =133± 3 Vi
E1: <1>
Contrasta el modelo más restringido con respecto al más general.
E: 130 21 = 13=t
H1: (1>Vi
Contrasta el modelo con efectos fijos y coeficientes del retardo de la variable enniveles iguales para todos los paises con respecto al más general.
11:130 14 = 13~. 2’3 =13
2± 2’13 =13
3± 3
133j =~~
3
ViVi
Contrasta el modelo más restringido con respecto al modelo de efectos fijos ypendientes iguales.
o> es el contraste de Hausman del modelo de efectos fijos versus aleatorios que se2 2distribuye como una x con los grados de libertad que figuran entre paréntesis.
efectosfijos recogidosporunaconstantedistintaparacadapaís,sino que
setrasladanal coeficientede la variableretardadaen niveles,de manera
que los datosrechazanla hipótesisde coeficientecomún impuestaen la
estimación.
En la medidaque los trabajos de Levin y Lin requieren que el
modelocon pendientesigualesseaaceptadopor los datos, los resultadosobtenidos con el panel para el ahorro nacionaldebenser tomadosconcierta cautela- El resultadode que el ahorro nacional es estacionario
podría tomarse como indicio de que se satisface la hipótesis de
ultrarracionalidaden los paísesde la Comunidad- Asimismo, la evidenciarecogidasobreestacionariedadde la seriede ahorroprivado en relación
a la rentanacionalreforzaríaestaconclusióny admitiría la interpretación
de quelos consumidoresrasganel velo societario.
En la medidaque la serie de ahorro nacionaly sus componentesaparecencomo estacionariascabepensarque los agentesno toman sus
decisionesdeformaindependiente,sin tenerencuentalaactuaciónde losdemás, sino que las incorporan en su conjunto de información. Sin
embargo,dado que los datosparecenrechazarla hipótesis de que las
seriesdeahorronacionalde todos los paísestienenla mismaestructura,los resultadosparael colectivono sonconcluyentesy sedebeconsiderar,
en estecaso, la perspectivaindividual.
11.4. Resumeny conclusiones
La estabilidaden la tasadeahorronacionalpodríatomarsecomoun
rasgoindicativo de la existenciade movimientoscompensatoriosentresu
componentepúblico y privado, sobre todo cuando se han producido
alteracionesimportantes en la distribución de la renta entre ambos
sectores.De igual manera,una tasade ahorroprivado constantepodría
reflejar la ausenciade velo societario,en el sentidode que las familias
adoptansusdecisionesdeahorroteniendoencuentalas adoptadasporlas
empresas-
La aplicación del concepto de estacionariedada este contexto
69
vendría explicada por el hecho de que la estacionariedadpuede
interpretarse como estabilidad en el largo plazo: si una serie esestacionariaaunquese aleje temporalmentede su valor normal, acaba
volviendo a él. Por lo tanto, los resultados de los contrastes deestacionariedadde las distintas series de ahorro, bajo distintos
supuestos, nos pueden proporcionar una primera aproximacióna la
cuestiónde si seobservasustituciónentrelos distintoscomponentesdel
ahorro- En concreto,seanalizanlas seriesdisponiblesparalos distintos
paisesde la Comunidadparael periodo1960-94, las cualessedetallanen
el cuadro11.1.
Los contrastesse efectúan bajo dos enfoques alternativos: la
consideración individual, país a país de las distintas series y la
consideraciónde un modeloúnico paraun conjuntode once paísesde laUnión (la antiguaComunidadcon la excepciónde Luxemburgo),a partir
del trabajo de Levin y Lin (1992) sobrecontrastesde raíz unitaria endatosde panel. La limitación del enfoqueindividual, dadapor la escasa
longitud delas seriesdisponibles,aconsejatratamientosalternativos,por
lo que se 0ptapor realizarun contrasteADE, dondela hipótesisnulaesla ausenciade estacionariedady un contrastepropuestoen Leybourney
McCabe(1994), donde la nula esla estacionariedad.
La caracterizaciónde las seriesdeahorroa partir de los contrastessobre el orden de integración realizadosparecenseñalar que en el
conjunto de la Comunidadel ahorro privado esestacionario.En cambio,
los resultadosobtenidosparaelahorronacionalseñalanla ausenciadeun
patróncomún de comportamientoparala Comunidady que, por lo tanto,el análisis deberealizarsepaísa país- En cualquiercaso, en un númeroamplio depaíses,la seriede la tasade ahorronacionalno esestacionaría,
o lo es en torno a dosmedias.
En concreto, los resultadosobtenidosapuntanhacia la ideade que
la reducciónobservadaen la tasade ahorronacional no tiene caráctertransitorioencuatrodelos paísesanalizados(Francia,Italia, ReinoUnido
y Grecia), dondela tasaseha estabilizadoenun nivel másreducido.Por
su parte, en Portugal la tasa de ahorro nacional no parecereflejar
ninguna calda, mientrasque la seriespara Irlanda muestraresultados
70
contradictorios,que dependendel contrastede raíz unitario elegido, y
parael restodepaíses(RFA, PaísesBajos,Bélgica, Dinamarcay España)pareceque no se encuentraestabilidad.En cambio, la participacióndelahorroprivado en el PIB sepuedecalificar deconstanteen el tiempopara
el conjuntode la Comunidad,e, individualmente,en la mayoríadepaises:
sólo en Italia y Bélgicano se encuentraningún signo de estabilidaden
esta tasa, mientras que en los Países Bajos y Francia se recogeun
reajustede nivel.
Con la evidencia recogida en este capitulo, parece que no se
satisfaceel supuestode quehay un patróncomúnde comportamientoen
las seriesde la tasade ahorronacionalen el conjunto de la Comunidad,pero, en cambio sepodría rechazarla hipótesisde sustituciónperfecta
entreahorropúblico y ahorroprivado enun númeroampliodepaíses.Por
otra parte, podríaargumentarseque la estabilidadobservadaen la tasa
de ahorro del sectorprivado en relacióna la rentanacional tanto en la
Comunidaden su conjunto, parala que no sepuederechazarqueexista
un patrón común, como individualmenteparacadapaís, podría tomarse
como un indicio a favor de la existenciade cierta sustitución entre el
ahorrode las familias y el de las empresas-
Estosresultados-existenciadealgúntipo de efectocompensatorio
entre los distintos componentesdel ahorro privado, y ausenciade
compensación entre este y el público- pueden reflejar que los
consumidoresadoptansus decisionesde consumo/ahorroteniendo en
cuentalas decisionesadoptadaspor las empresas,pero no las adoptadas
por el sectorpúblico - Estos movimientoscompensatoriossejustificarían
por la existenciadeunnivel deahorroprivadoquelos agentesconsideran
adecuado y hacia el que tendería la economía. Cabe deducir, por
consiguiente,queesposibleincidir sobrela tasadeahorronacionalde la
mayoríade estaseconomíasconpolíticasfiscales,ya queun aumentodel
ahorro público no conducirá a una reducción de la participación del
privado enel total - Sólo en un númeroreducidodeellasseproduciráuna
recomposicióndel ahorro nacionalsin afectara su nivel - Sin embargo,aunque el nivel sea difícilmente modificable, debe abogarsepor una
composición equilibrada, que minimice las pérdidas de eficiencia que
puedenderivarse de la detracciónde recursospor parte del sector
71
público.
Debe tenerse en cuenta, sin embargo, que, a partir de ladeterminaciónde si el comportamientode las seriesde la tasadeahorroes
compatible con la existenciade movimientos compensatoriosentre sus
distintos componentes,ademásde quepuedetomarsesólo como un rasgoindicativo de tal forma de actuar, no permite ningunamatizaciónya que
sólo puederecogerla existenciade sustitución total. Por lo tanto, la
interpretación económicade los resultadosobtenidosbajo el marco de
análisisadoptadoenestecapitulo, deberealizarseconmuchacautela.Porello parececonvenienteabordarestacuestióna partir del análisisde las
relaciones de dependenciaque pueden existir entre los distintos
componentesdel ahorro-
72
III
SUSTITUCIÓNDIRECTA ENTRECOMPONENTESDEL AHORRO
111.1. Introducción
Las predicciones sobreel impacto macroeconómicode la políticafiscal que se derivan del marco keynesiano de análisis, se basan en la idea
de que el consumo privado y consecuentementeel ahorro familiar están
determinados, principalmente, por la renta disponible. El supuesto
implícito bajo tal enfoque es que el ahorro empresarial y el ahorro público
no tienen ningún efecto directo sobreestasdecisionesde las familias, en
general. Unade las implicacionesde estesupuestoes que la política de
dividendos de una empresao la financiación del gastopúblico incidensobreel ahorrosólo en la medidaqueafectana la rentadisponible de las
familias. Por lo tanto, un cambioen la política dedividendosinducido pormotivosfiscalesesun métodoefectivoparaalterarel ahorroprivadototal.
En este sentido, una política fiscal destinadaa redistribuir impuestos
entrelas empresasy los individuosafectaal nivel de ahorroprivado. De
forma similar, variaciones en el consumo público que no vayan
acompañadasdevariacionesen los impuestoso transferenciasquerecaen
sobrelas familias no tendránningún impacto sobreel ahorroprivado -
Sin embargo,podríaargumentarseque tantoel ahorroempresarial
comoel público tienenefectossobreel de las familias por distintas vías-
En concreto,se hapostuladoque lapolítica fiscal puedeproducir ajustes
de comportamientoque inciden directamentesobrela composiciónde la
demandaprivadaantesdequeseafectenotrasvariablesdel sistema,como
podrían ser las del mercadofinanciero o los precios. Es lo que en la
literatura ha venido denominándosesustitución directa o efecto
crowding-out ex-ante (véanseVon Fustenberg(1981), Miller (1982) yTridimas (1992) entreotros). Por lo que respectaal ahorroempresarial,
el canalde transmisiónes el quepodríadenominarseefectode“ganancias
de capital”, queseproducecuandoaumentanlos beneficiosretenidos(el
ahorroempresarial)y ello setraduceen un aumentodel valor de mercado
73
de las acciones - Así, la sustitución perfecta entre ahorro empresarial yfamiliar puede formularse como la satisfacción de la hipótesis de ausencia
de velo societario -
Los trabajos empíricos centrados en el análisis de la relación entre
ahorro público y privado parecen inclinarse por la existencia desustituciónparcial (Miller (1982), Von Fustenberg(1981)) o ausenciade
efectoen el largo plazo (Koskelay Viren (1986)). Asimismo, los trabajos
pioneros de Denison (1958) y David y Scadding(1974) en el áreade la
sustituciónentreahorrofamiliar y de las empresaspareceninclinarsepor
sugerir que los gastosde consumode los individuos no estánafectados
por los cambiosen la proporciónde beneficiosempresarialesrepartidoscomo dividendos- En cambio, los trabajosde Feldstein(1973), Feldstein
y Fane(1973) y Bathia (1979) recogenevidenciaa favor de que el velo
societarioestransparente,aunquesólo parcialmentey por lo tanto, quecambiosen los beneficiosno distribuidostienen escasoefectosobreotras
formasde ahorropersonal-
En los estudiosdeBlume y Siegel (1982),Miller (1983) y Koskelay
Viren (1986), entre otros, se propone contrastarambashipótesis de
comportamientosimultáneamente,de maneraque sepermite la presencia
de sustitución total o parcial entre ahorro de las familias y ahorro
empresarialy público - La mayorpartede la evidenciarecogidaserefiere
a series temporales para distintos paises (Blume y Siegel (1982),
Demopoulos,Katsimbrisy Miller (1986))y sólo en los trabajosde Koskelay Viren (1986)y deMarchante(1986) seabordael análisisempíricodesde
la perspectivade datosdepanel- Sin embargo, Koskelay Viren no tienen
en cuentalos sesgosque,bajo la especificacióndinámicade un modelode
efectosfijos, puedenaparecer(Nickell (1981))y sólo consideranlos quese puedenderivar de la probable simultaneidadentreel consumoy la
rentaU)- Marchante utiliza un estimadormínimo cuadráticoponderado
bietápico, pero se centraexclusivamenteen el análisis de la sustitución
<‘> Todos los resultadosqueofrecenson los obtenidosbajo MCO, convariablesartificiales por país, ya queargumentanque la estimaciónpormínimos cuadradosbietápicos, para tener en cuentala simultaneidad,proporciona resultadoscualitativamentesimilares a los obtenidos bajoMCO.
74
entreel ahorrode las familiasy las empresas.
En este capítulo, se pretende contrastar empíricamente la presencia
de efectos sustituciónentre los distintos componentesdel ahorro en elmismomarcoqueen el trabajode Koskelay Viren, evitandoestossesgos
en la estimación- Asimismo, seproponeestimardirectamentefuncionesde
ahorroparalas familias (y no funcionesde consumo)en las queel ahorro
empresarialy el público aparecencomovariablesexplicativas. El análisis
aplicado se realiza sobre un panel incompleto de nueve paísesde la
ComunidadEuropeacon datosanualesagregadosparael período1970-90.
111.2. Consideracionesteóricas
Un modelodeconsumo/ahorroconvencional,quepuedejustificarse
de varias maneras,postulaque el ahorro puedeexplicarsepor la renta
disponible o por la rentapermanenteen el corto plazo. Sin embargo,en
la medidaen la que se deseaanalizar la relevanciade la hipótesis desustituciónsehacenecesariodeterminarel nivel de agregaciónen el que
el sectorfamiliasadoptasusdecisionesdeconsumoy ahorro. Cabepensar
quelos consumidorestiendena incorporarlas decisionesadoptadasen lossectoresempresarialy público en su función de ahorro- No obstante,la
presenciade incertidumbrey la posible falta de un verdaderocontrol
sobrela actuaciónde estossectoreslimitan su capacidadde hacerlo.
Las distintas identidades de la contabilidad nacional pueden ilustrar
intuitivamente las relaciones que sepretendemodelizar. Concretamente
setiene que:
y c + i + cg + (x-m)
y = c + sf + se + zn
donde
y = rentanacionalc = consumoprivado
= inversiónnacional
75
cg = consumopúblicox = exportaciónde bienesy servicios
m = importaciónde bienesy serviciossf = ahorrode las familias
se= ahorrode las empresas
= impuestosmenostransferenciascorrientesrecibidas
Por lo tanto, (x-m) es la balanzacomercialy si sesuponeque nohay transferenciasinternacionales,entonceses igual a la inversión
extranjera neta, ie.
Por tanto, se puede escribir
sf + se + sg = i + ie
dondesg = zn - cg esel ahorropúblico.
En las formulacionestradicionales,sesuponeimplícitamentequeelsectorfamilias ignora las decisionesde los otros sectores,por lo que se
consideraque la renta disponible (yf = y - Tn - se) se asignaentreconsumoy ahorro de las familias- La hipótesis de sustitución directa
argumentaque las decisionesadoptadasen los demássectoresafectana
la decisión ex-ante de ahorro y consumo de las familias - Bajo esta
caracterización,la decisióndel sectorfamiliasserealizaa nivel nacional,
es decir, eligiendoun nivel parael ahorronacional (sf + se+ sg).
Portanto, bajo el supuestode quesepuedeconstruirunafunciónagregada,sepuedemodelizarel comportamientodel sectorfamilias, como
si eligiera el consumo privado y el ahorro nacional, suponiendoque
maximizala siguientefunción de utilidad:
u±t ~ (c±~,sf±4,se±t.sg1~, rn±~)
sujetoa la restricciónpresupuestariarecogidapor:
y11~—cg~~=c1,~+sf±~+se + sg1~
76
o de forma equivalente:
= c±~ + + se±~+ mn±±
donde los subíndicesi y t hacen referencia a la economía doméstica del
paísi y al períodotemporalt.
Aunque las decisionesdel sectorexterior afectana la economíainterior estosefectosson necesariamenteex-post y, por tanto, parece
razonablesuponerque las familias no lo ven como una extensiónde sí
mismas.
Estaformulacióndel problemapermite distinguir distintosgrados
de sustituibilidad entre las variablesdel sectorfamilias y las del sector
público y empresarial.Concretamente,si el ahorro familiar y el de lasempresas(el del sectorpúblico) sonsustitutosperfectos,entoncesla tasa
marginalde sustituciónentresf y se (sg) esla unidad. Por el contrario,
si las familias no consideranrelevanteal ahorro empresarial(público)
parasusdecisionessobresf, entoncesla utilidad marginal de se (sg) es
cero. Asimismo, puedenconsiderarsecasosintermediosdesustituibilidad
parcial.
Las condiciones deprimer ordenresultantesde la maximizaciónde
lautilidad generanimplícitamenteunafuncióndeconsumo y de ahorro del
sector familias como una ecuaciónde forma reducida en las variables
exógenas- La prácticaestándares expresarestasfuncionescomo lineales
en las variablesexplicativas.
Se propone utilizar dos definiciones de la variable renta: una
asimiladaa la rentadisponible corriente y la otra que respondaa unaformulación de la renta permanente. Bajo la primera hipótesis, y
adoptandouna especificaciónque permita un contrastedirecto de la
hipótesisde sustitución, las funcionesde ahorroy consumose puedenexpresarde forma generalcomo:
77
k
= a~ + a1 yf1~-i- a2 se±t+ a3 sg±~+Ea. ~ +v±~ (¡¡¡.1)
y
1<
c±,t k±+ f31yf1~ + I¾se±,~-4- ~35g1~ -4- + (111.1’)
dondelas a1 y las I~±son parámetrosa estimar, y1 ~y w1 ~son errores
aleatorios,yf1 ~es la rentadisponible de las familias en términos reales,
y ~ son un conjunto de variables adicionales que afectan a lasdecisionesde ahorro y de consumode las familias - Para simplificar la
exposicióny sin pérdidade generalidad,seprescindirádel subíndicei y
de la formulación en términosde la función de consumo-
Por otra parte, bajo la hipótesisde la rentapermanentesesuponeque el consumo y, consecuentemente,el ahorro dependendel valor
permanentedeun conjuntodevariables.En la mayorpartede la literatura
empírica,las variablespermanentes,x~, serepresentanpor mediodeunatransformaciónde Koyck y, en concreto, se suelenaproximar por un
esquemasimilar al de expectativasadaptativas,de la forma:
x~x~—6(x~—x~1) 0=0=1 (111.2)
El modeloestáticorecogidoen la ecuación(1) puededínamizarse,
entonces, si se considera que la función de ahorro viene mejor
representadapor:
= yf~ — ct (yf~, se~, sg~, 4)1<
= yfj y0— y1yf~— y2se~— y3sg~— Sy1z~~— et j =4,...k (111.3)
donde,de nuevo, seprescindedel subíndicei, y sehadefinidoel ahorro
como lo que quedade la rentadisponiblecorriente (observada)una vez
78
se ha efectuado el consumo<2~, de manera que
(111.2), esta especificaciónpodría reescribirse,variablesobservables,como
teniendo en
en términos
3’
~k= ~ 41yf¿~- t5e~-4- ~sg~-.- Stz<- •~c~1+ 4 j = 4,.. .k (111.4)
donde —(1—e) ~ = 1 — ¾(1—e), ~ =
4, =-e y 4 -(el +@e)
Otra posibilidad es especificar la función de ahorro bajo la
restricciónde que la rentadisponible de las familias esla únicavariablecuyo valor permanenteesrelevante,postulandoasíque el ahorropúblico
y el empresarial tienen efectos exclusivamenteen el corto plazo.
Asimismo, sepodríaconsiderarquelas decisionesdeahorrodelas familias
no dependende los valoresesperadosde las demásvariablessino de sus
valoresobservados,por lo que sólo tienenincidenciaenel cortoplazo- En
el caso que se satisficieran ambas hipótesis, la ecuación (111.4) se
modificaríaal aparecernuevosregresores,de la forma siguiente:yf~— y0— p 3’
~ y2se~— y3sg~— Sy1z~—e~
donde4’,~ y 4,’~ sedefinenigual que ~ s’ t en (4), y
4”±=—y1
4,, 11 =
i=2...k
j =4,...,k (111.3’)
y 4=-ep
$2) En otras palabras si ct esel consumoprivado, entonces
sf~ = yf~—c~
y si c~ = c~(x~)
entonces,
sf¿yf~— c~(x~), por lo queesdifícil quesepuedaobtenersf¿yt~—c~
cuenta
de las
79
Jc
sf.~= •¿i- •~~~-- •se~ + •sg~-4- U’zg.- 4hse~1+ •3sg~1+
(111.5)
+ + ~ j =
Las distintas hipótesis de sustitución directa puedenformularsesobre(¡¡Li) y sobre(111.3)- En concreto, la formulación más restrictiva
y másacordeconel análisiskeynesianosuponequeno hayningún tipo de
sustitución, lo que implica que ni el ahorro público, ni el ahorro
empresarial entran en la función de utilidad. Por tanto, si no hay
sustituibilidad, las restricciones sobre los parámetros de la ecuación
(111.1) serán
a =a3 =02
y si seconsideraquedependede los valorespermanentesde las variables
(ecuación (III. 3)), se reescribirán como:
= y3 = O
En cambio, la hipótesisdeausenciadevelo societariocomportaquehayaunasustituciónperfectaentreel ahorrofamiliar y el empresarialloqueimplica que la propensiónmarginala consumirde la rentadisponible
esigual a la del ahorroempresarial(véaseKoskelay Viren (1986),Ayerbe
(1989), Bathia (1979), Miller (1982> Von Fustenberg(1981) y Tridimas
(1992) entre otros), En otras palabras, se asimila la hipótesis de
sustitución perfectaa la idea del conceptorelevantede rentapara los
hogares.Bajo estainterpretación,y con laespecificaciónde la función de
ahorro recogida en (III - 1>, la sustitución perfecta entre ahorro
80
empresarialy familiar<3~ requiereque 1 a - ~ y bajo el supuestode1
que dependede valores permanentes,la condición se reescribe como- En términos de los efectosde la política tributaria, la obtención
(3) Teniendoen cuentaque
-18se
y que
asf =~ 8yf
8se
entonces,cuandohaysustituciónperfecta, de maneraque
asf
ase= —1
se obtiene que
-1 = - a + a1 2 o de forma equivalente
(4)
Bajo el supuesto de que el consumo depende de valorespermanentes, según la ecuación(111.4) y prescindiendode las variablesexplicativasque no son relevantesen estecaso
sft = •~ yf~+4,2se+4,(yf1-sf1)+..
por lo que, si L esel operadorde retardos
sf(1 — 4, 1.) = (4, + <b Tfl vip 1’p’” t2
y
sf~ = <‘k -4- @~L) yf~+(1 + $~L)_________ se +(1 + 4~,L)
En el largo plazo, cuando L = 1
(continúa...)
isa -a1 2
81
de tal resultadoimplica queun aumentoen los beneficiosno distribuidos
tiendea aumentarel consumoen la mismaproporciónen lo que lo haríaun
aumento en la renta disponibley por lo tanto, conducea una disminucióndel ahorro familiar.
De forma similar, la hipótesisde sustituciónperfectaentreahorro
público y ahorro familiar implica que 1 = a1 - a3 (o de forma equivalente
parala especificación(111.3),quey1 = y3) - Es decir, el supuestoimplícito
en estaformulaciónesque un aumentoen los impuestosdadoel nivel de
gastotieneun impactodistinto sobreel consumoqueunadisminucióndel
gastopúblico corrientedadoslos impuestos<5~- La especificaciónelegida
en este trabajo permite, pues, tener en cuenta de forma explícita los
distintosfactoresquedesencadenanla variaciónen el ahorropúblico, y
en ningún casoimpone restriccionessobre la posible satisfacciónde lahipótesisricardianade comportamientode los agentes.En concreto,si se
cumple la hipótesisdesustituciónperfecta,un aumentoen los impuestos
quereducela rentadisponiblede las familiasy aumentael ahorropúblico,
(4) ~• - continuación)
8sf <4½~@~)8yf + 4½ *i @p4-@2
8se — (1 +4¡,) Bse (1 ~ 1+4,
y si la sustitución es perfecta y teniendo en cuenta, de nuevo, lasrelacionesrecogidasen la ecuación(111.4)
—1= —1~y1(1—8)+@—(1--8)y2 _ (—1+y1—y2)(l—8)
(1-8) (1-e)
por lo que y~ - y2 O
(5> No se incluyen los gastos de capital (transferencias netas einversión pública), que nos llevaría a considerar la totalidad del déficitpúblico (la capacidad o necesidad de financiación del sector) y no elahorro, exclusivamente,ya que se está discutiendosobreel nivel deagregaciónrelevanteparala variablede renta-
82
se traduce en una reducción uno a uno del ahorro familiar,
permaneciendoinalterado el consumo privado~6>. En cambio, si elaumento del ahorro público se consigue vía reducción del consumo,
entoncesseproduceunadisminucióndel ahorrofamiliar queno compensa
plenamentela variacióndel público y, consecuentemente,seobservaun
aumentodel consumoprivado-
Por tanto, si se satisfacenlos supuestosde sustituciónsobre el
ahorro público y el empresarial a la vez, en consonancia con los postulados
de Bailey (1972) sobre las consecuencias que se derivan de que las
familias tenganinformacióny previsiónperfecta(perfectforeknowledge),setendráque
<6> Dadoque
sg~ - cgt,
y
8cg
y que según la ecuación(1),1<
= — a0 + (1 — a1)yf~ — a2set — a3sg~ — Ea1z1~ + et
8sf 8yf 8sf=a1.. ~a3 , — a38z dcg
8c = (1 Byf 8c aa1) -a3 - 38z
Por lo tanto, la hipótesis de sustitución perfecta entre ahorro de lasfamilias y del sector público (1 = a - a ) se centra en la relación entreimpuestos y ahorro familiar. Una Iormálación en términos de consumopúblico (a3 = - 1), hubieraimplicado que éstees sustituto perfecto delconsumoprivado-
Parala derivaciónde las condicionessobrelos coeficientescuandolos valorespermanentesde las variables aparecenen la especificaciónpuedeverseen la nota (2).
83
a1- 1 a2 = a3 o bien que ~1= y2 y3
En estesentido, cuestionarsi a2 y/o a3 son distintos de cero, <~2
y/o y3 # 0) podríaversecomo un contrastemásdébil de estahipótesis.
Asimismo, si -1<a/0 se puede afirmar que existe sustitución entre
consumo público y consumo privado.
Si O < O < 1 el hecho de que los parámetrosy~ cumplan lasrestriccionesque se derivande la presenciade sustituibilidad perfecta
tiene implicaciones para los coeficientes estimados •j y 4’~correspondientesde las ecuaciones(111.4) y (¡¡1.5). En concreto,parala hipótesis débil, la restricción es la misma ~~2’ •2 y/o 43/$’3t0),
mientras que para la fuerte se establece como 1~*±+4,2=0para la
sustituibilidadconrespectoal ahorroempresarialpermanentey, de forma
similar, 14~+$3Oparala sustitucióncon respectoal ahorropermanente
del sector público.
LIES. Cuestionesmetodológicas
A partir de las consideracionesanterioressellega a la formulación
dedostipos demodelo, uno estáticoy otro dinámico,que, dadalaposible
presenciadeendogeneidad,requierenun tratamientosimilar a la horade
estimarloscon datosde panel.
Una de las primerascuestionesquesuelenplantearsealabordarla
estimación con un panel de datos es si debe realizarse bajo un modelo de
efectos fijos o bajo uno deefectosaleatorios.En el apéndiceV de la tesis
puede encontrarse una discusión sobre la posibilidad de elección entre
ambos modelos - Tal como allí se explica, la distinción entre ellos puede
reducirsea determinarsi los efectosestáncorrelacionadoso no con las
variables observables.Si estáncorrelacionados,deberla adoptarseel
modelo de efectosfijos, mientrasque si no lo estánla especificaciónde
efectosaleatoriospareceadecuada.
En la medidaque se considereque el ahorro empresarialy/o el
público vieneninfluidos por las decisionesdeahorrode las familias, y se
84
tenga en cuenta que los datos deahorrohansido obtenidospor diferencia
entre la renta y el consumo, por tratarse de información agregada,la
estimación del modelo (III - 1) requerirá un tratamientoacorde con la
presenciade simultaneidad.Siguiendoa Arellano y Boyer (1990), en el
supuestodeque los efectosindividualesdepaísesténcorrelacionadosconlos regresores, -hipótesis que los datos no rechazan, según se desprende
de los resultadosdel contrastede Hausmanpresentadosen la última fila
del cuadro III .3- la ecuaciónpuede estimarse o bien con variablesartificiales, o bien transformando la ecuación en desviaciones
ortogonales <7>, o bien estimarseen primerasdiferencias, pero siempre
por variables instrumentales, utilizando como instrumentoscualquierretardo de las variables endógenas de orden igual o superior a t-2 -
En el caso en que se adopte la especificaciónen primeras
diferencias, y cuando los valores corrientes de las variables son los
determinantes de las decisiones de ahorro, el modelo a estimar tendrá la
siguiente expresión:
k
Asf±,~= a1Ayf1~+ a2Ase±,~+ a3Asg1 ~ La Az + y — v±<~4> j=3. -
1 ii~,t ±.t (111.6)
siendo Ax±~= ~ -
(7> La transformación de desviacionesortogonales propuesta enArellano (1988) se formula como:
yh = a4y±. — ~ (y1 ~ + ... + Y±T)1
cona~ - _________
La ventaja de las desviacionesortogonaleshacia adelante,frente a latradicional deltipo y~ - utilizada en el estimadorintragrupos,esque,en un modelodinámico, los instrumentosválidos sonlos mismosque parala estimación en diferencias -
85
Por otra parte, en Arellano y Boyer (1990> y Arellano (1992) se
analizan los problemas de estimación que aparecen en los modelos
dinámicoscon datosdepanel, señalándoseque el estimadorintragrupos,
que puedeutilizarse en un contextoestático,estásesgadoincluso paravalores grandesde N cuandoT es pequeño, debido a la correlación
existente entre la estructura resultantepara las perturbacionesy el
retardo de la endógena.Dada la existenciade estesesgo,recogido en
Nickell (1981), parece más adecuadoutilizar técnicas econométricasalternativasque puedantener en cuentaestos efectosindividuales<8~-
En concreto, se propone tomarprimeras diferenciascon el objetivo de
evitar la presenciade heterogeneidadinobservable(véaseAndersony
Hsiao (1982)). Bajo esteplanteamiento,el modelode la ecuación(111.4),que sederiva del (111.3), dondesesuponeque las decisionesde ahorro
se toman en función de los valores permanentesde las variables, se
reescribecomo:
Asf±,~=I1—y1(l—t3)] Ayf±~—yj1—8)Áse1~— ~3(1—e) Asg1~—
(111.7)
Este modelo en primerasdiferenciasdebeestimarsepor variables
(8) La relación asintóticaentreel coeficienteen la población,a, y el
obtenidocon un estimadorintragrupos, a~, seexpresacomo
SG = ~ (1 + a) h(a, T) - T1~1 —a)
]
dondeh (a, T) = 1 — (1 - a) y T es el número de observaciones,T (1 -a)
que nos dice que el estimador intragrupos tenderá a infravalorar elverdaderoparámetropoblacional,siempreque ésteseapositivo -
86
instrumentales<9~, teniendo, además, en cuenta que el error en la
especificaciónen niveles sigueun procesoMA(1) (10), que se deriva del
esquemadeexpectativasadaptativaspropuestoparaaproximarlosvalores
permanentesde las variables. Los instrumentosválidosparala variableendógenaretardada,seriansf o realizacionesanterioresde lasmismas
y para las exógenas, todas las realizacionestemporalesde las mismas,
tanto en niveles como en primeras diferencias (Arellano (1989)). Sinembargo,si lasvariablesexplicativassonendógenas,permitiéndose,por
ejemplo, que el ahorroempresarialy el público sevean influidos por las
decisiones del sector familias, entonces se podría utilizar comoinstrumentocualquierretardodeestasvariablesdeordenigual o superior
a
<~ Bajo supuestosclásicos,tomarprimerasdiferenciasy estimarporMCO proporcionaestimacionesinconsistentesdelcoeficientede la variableendógenaretardada.En general,para un modelo
= ~ + a1. +
se obtiene
= yAy~1 +
Sin embargo
¿Xc = E[( vY±,t2 + a1. + e~, ~ ~±, ~ (~~ ~)]
E[y1 ~ +a±e±~+e±~~1e11~— y1 t—2t±t —
~ ~-2~±,~1 —a1c1 ~ +e1 1,~4e1 ~ + ~±, ~-2 1, t—1
2a *0
<10) La estructura del error ~ en la ecuación (4) es tal que
]t0 y EIf±~,f±t—k ~o para k>1
y por lo tanto, si se optara por estimar en niveles también deberían
utilizarse variablesinstrumentales.
<11) Si las explicativassonpredeterminadas,en el sentidoque
E(x1 (e — ®e11)] sólo sis=t1,0
entonces,los instrumentosválidosseriansusretardosde ordenigual o(continúa.
87
En este trabajo se utilizan instrumentos en nivelesy sepresentan
los resultadosobtenidosparael modeloestimadoen primerasdiferencias.
111.4. Resultados empíricos
111-4.1.Datos
El análisis empírico se realiza con un panelincompletodepaísesde
la Comunidad Europea para los que se tienen datos anuales de ahorro
familiar procedentesde la ContabilidadNacional~2~,y que, en términos
generales abarca el período1970-90.El tamañomuestralinicial esde 157
observaciones, pero se irá reduciendo a medida que sea necesario incluir
retardosde las variableso estimaren diferencias-
Tanto en su especificaciónestática como dinámicael modelo seestima utilizando dos medicionesde la variable de ahorro familiar, y
consecuentemente,del resto de variables con ella relacionadas. En
concreto, seestimaen términos realesy per cápita medidosen ecusasí
como en paridadde poderde compra,base1985<’~~ (PPC).
superiora t-2.
EnArellanoy Bond (1988), seproponeun estimadorconsistentedeun modelo autorregresivo, obtenido con el método generalizado demomentos<MGM), queabordala estimaciónen términos de un sistemadeecuaciones con instrumentos diferentes para distintas ecuacionestemporales- En concreto,utiliza todoslos instrumentosválidosdisponiblespara cada periodo, lo que evita perder observacionestemporales, ypermite hacer el uso más eficiente de la información disponible- Sinembargo,en lapráctica,por razonescomputacionales,sehaceaconsejableno utilizar todos los instrumentosposiblesya quepuedehaberun númeroexcesivode ellos y seprocedaa eliminar los queseanmenosrelevantes,en el sentidode que tenganmenorcapacidadexplicativa-
(12) Los paísesy los períodosson los siguientes: RepúblicaFederalAlemana (1970—90), Francia (1970-90), Italia (1970-88), PaisesBajos(1970-90), Bélgica (1970-89),Reino Unido (1970-90),Dinamarca(1981—90), Portugal (1977-90) y España (1980-89).
(13) Véase el apéndice 1 de datos para una descripción de la
construcciónde las distintasseries-
88
La correlación existente entre el ahorrofamiliar y el empresarialy
entreel familiar y el público puedeserilustrativa de los resultadosque
cabeesperarde un análisis más formalizadode estainterdependencia,optándosepor presentaresta correlacióntambién en términos de tasa
definida sobre la renta bruta disponible de las familias para cadacomponente.Tal como seobservaen los gráficos 111.1y 11L2 pareceque
podríaexistir unarelaciónnegativaentreahorrofamiliar y empresarialy
entreaquely el público. En el cuadro111.1 se recogenlos resultadosde
la regresiónsimple de estasvariablesen la queseincluyeunaconstante-
Se observa que, en el caso de las tasas podría concluirse que lacorrelación negativaentre ahorro empresarial (se) y familiar (sf) es
mayor que la existenteentreestey el ahorropúblico (sg>, tal como se
recogeporun mayorcoeficienteentérminosabsolutoscomopor un mayor
coeficientede correlación corregido- En cambio, cuando se tienen losdatosen términosper cápitay reales,tanto si el tipo de cambioutilizado
es el ECU como la PPC, pareceque la relación negativaentre ahorro
familias y empresariales más débil que la que seobservaentreahorro
familiary público, tantosi setieneencuentaexclusivamenteel coeficiente
estimadocomo sí setiene en cuentael ajustede la estimaciónmedidopor
el A2 En cualquier caso, pareceque a priori se detectauna relación
negativaentreestasvariables, de mayor o menorintensidad.
Las variables adicionalescuya incidencia sobreel ahorro de las
familias se va a teneren cuentay que seañadende forma “ad hoc” a la
especificaciónson u~, la tasade variaciónen la tasade paro (variación
logarítmica), n~, la tasade inflación (diferencialogaritmicaen la tasadevariación de los precios), rl~, el tipo de interés real a largo plazo
(calculadocomo diferenciaentreel tipo nominal, 1±y la tasade inflación>yrc~, el tipo de interés real a corto plazo”4’. En este contexto ut
puedeinterpretarsede varias maneras.Por una parte, puederecogerefectosde incertidumbreeconómica,de tal maneraque el aumentoen la
incertidumbre sobre la renta real afecta negativamenteal consumoy
positivamenteal ahorro, que crece por motivo precaución. Por otra,puedeversecomounaproxy de lasexpectativasde rentafutura, en cuyo
<14) En el apéndice1 puedeencontrarseunarelaciónde las variables
utilizadas,su definición y fuentes.
89
CORRELACIÓNAHORRO FAMILIAR Y EMPRESARIAL Gráfico 111.1
E.
mu.:’
‘E..E E mEE
ut — EmJRIE,uEE
E
E t
E
E
EE
10 15 20 25AHORROFAMILIAR
TasasdefinidassobreRentaNacionalBrutaDisponible
20
uE
E•NE
ME15
10
5
o
a-4
O
o
—5
—10—s 0 5 30
Fuente:EUROSTAT(1992,1993).
CORRELACIÓN AHORRO PRIVADO Y PÚBLICO Gráfico 111.2
10
5
o
—5
O(-5
O
O
—10lo
AHORROPRIVADOFuente:EUROSTAT(1992,1993).TasasdefinidassobreRentaNacionalBruta Disponible
15 20 25 30 35
CUADRO 111.1. CORRELACIóN SIMPLE ENTRE AMORRO FAMILIAR, POBLICO Y EMPRESARIAL
en tasas <1> en ECUS de 1985
0,16 1,18 1,06
en PPCs de 1985
1,84 1,33
<32,98) <14,720’ <30,96)
—0,13
(1,98)
—0,69
(7 , 03)
0,237
<18,24) (35,46)
—0,42 —
(5,65)
—0,58**
—0,81
(9, 13)<6,13)
0,018 0,190 0,3460,165
(1> Tasas definidas sobre
estadístico t.
renta bruta disponible de las familias. Entre paréntesis,
0,28
se
<35,06)
—0,88
<16,90)
0,535
casoel signoesperadoestambiénpositivo- En cuantoa la posiblerelaciónentre inflación y ahorro se pueden mencionardos razones para su
existencia.Por una parte, el valor real de los activos denominadosen
términos nominalesfijos, caeenperíodosde inflación - Por otra, cambiosrápidosen el nivel de preciosocasionanun clima de incertidumbreen elmercado,queafectaa la percepcióndel valor realde muchosactivos. La
pérdida de riqueza asociadaa la inflación llevará a que los individuos
consumanmenosy ahorrenmás- El aumentoen la incertidumbreeconómica
estimularáel ahorropor motivosprecaución.Ambosefectosactúanen la
mismadirección, cabiendoesperarunarelaciónpositivaentreinflación y
ahorrode las familias.
El papelquelos tipos deinterésdesempeñanenla función deahorroes teóricamenteambiguoya queestánpresentesun efectosustitucióny
uno rentaqueactúanen direccionesopuestas.En concreto,un aumento
en el tipo de rendimientodisminuye el coste presentede comprar una
unidadde consumofuturo, haciendoatractivosustituir consumopresente
por futuro demaneraqueseahorramás: el efectosustituciónespositivo -
Al mismotiempo, paraalcanzarel mismonivel deconsumoenel futuro, no
esprecisoahorrartanto. Es posibleahorrarmenosahoray consumirmás,
tanto en el presentecomo en el futuro. Por lo tanto, el efecto rentaconducea una reduccióndel ahorro. El signo de la relaciónentreambas
variablesserá,pues,una cuestión esencialmente empírica-
111.4.2. Estimacióncon la rentacorriente
En el cuadro III - 2 se presentanlos resultadosobtenidospara el
modelo recogido en la ecuación(111.1), que postula que las variables
relevantesparael ahorrode las familias son los valorescorrientesde los
distintoscomponentesde la rentay de los demásposiblesdeterminantes-
El mero hecho de que se trate de informaciónagregadade contabilidad
nacional, dondela variableahorro ha sido obtenidapor diferenciaentre
los datosderentadisponibley los de consumo,cuestionalaposibilidaddequela rentadisponibleseatratadacomounavariableexógena- Asimismo,
si las empresasy/o el sectorpúblico ven influidas susdecisionespor las
del sector familias (a través de la propiedadde las accioneso de su
90
CUADRO 111.2. SUSTITUCIóN DIRECTA ENTRE COMPONENTES DEL AHORRO.
SIMULTANEIDAD. MODELO ESTATICO <ecuación <iii.i0”
en ECU. de 1985
(1) (2> <3)
Ayf~
Asen
Asg~
Au~
0,15 ** 0,18 ** 0,19 **
(2,68> <3,00) (3,52>
—0,32 ** —0,48 ** —0,46 **
(2,01) (3,74> (4,71)
—0,16 —0,13 —
(0,63> (0,56)
0,06 0,03<1,11> <0,56)
0,57
(0 , 82)
0,24
(0,36)
1,10 ** 1,01 ** 0,86 **
<2,50> (5,53) (4,21>
Ar1~
A rc~
Test de sargan<2>
er1 orden
2~ orden
4,39 2,73 1,73
(7) (5> (3)
1,50 1,69 1,15
0,62 0,85 —0,24
(4) (5> (6)
—0,33 ** —0,45<2,06) (3,77>
—0,18 —0,13
(0,89> (0,71>
0,06 0,05<1,40) <0,94>
0,46<0, 50)
0,004(0,004>
1,46 ** 1,31
(2,75> <5,88)
4,63(7>
1,45
1,13
2,31
(5)
1,76
1,03
H0: (8sf/8se> = —í<~> 2,15’ 1,35 1,44
* *2,49 1,76
H0: (asf/ar) = —i<~> 4,30
H0: Ii1 — b (5)
4,17
1,52 1,22[40,76] [24,94]
** A.3,91 4,04
1,31 1,37[40,76] [24,94]
(1> La estimación se ha realizado en primeras diferencias y los instrumentosutilizados han sido los retardos segundo y tercero de las endógenas (yf~.se y sg > presentes en la especificación y la contemporánea y el primerre~ardo áe las exógenas presentes (n , u, rc > - Entre paréntesis figura
t tel valor del estadístico t robusto a heterocedasticidad. T = 121.
2<2) contraste de sobreidentificación que se distribuye como una x con los
grados de libertad que figuran entre paréntesis.
<3> Estadístico t no robusto a heterocedasticidad en 1 —8sf 8sf
8yf8se
(4) Estadístico t no robusto a heterocedasticidad en 1 — ___ -4- 8sf8yf 8sg =0
<5> Contraste de igualdad de coeficientes descrito en el apéndiceIV, que sedistribuye como una F con los grados de libertad que figuran entreparéntesis.
en PPCs de 1985
0,15 ** 0,17 ** 0,17(2,88) (3,10> (3,64>
An~
—0,43**
(4,51)
1,16 **
(4,42)
1,16(3)
1,19
—0,14*
1,88
capacidadde voto), entoncestampocoesasvariablespuedensertratadas
como exógenas. Debe tenerse en cuenta que son los accionistas,principalmente,quienesdeterminanlas decisionesempresarialesy por lo
tanto, el nivel deahorro del sectorempresarialy que,por otraparte,los
votantesdesempeñanun papelpreponderanteen la determinaciónde las
decisiones del sector público, y por lo tanto, en su nivel de
consumo~5>-
En el apéndiceIII y enel cuadroAllí .1 de aquelapéndicepueden
encontrarsela descripción,y los resultadosobtenidosdeun contrastedeexogeneidadaplicado a todas las variables consideradas.El contrastemuestra que puederechazarsela hipótesis nula de que la renta de las
familiases exógena,demaneraqueestavariabledebeinstrumentarsecon
el objetivo de obtenerestimadoresconsistentes.Por otra parte, ni elahorro público, ni el empresarial permiten rechazar la nula de
exogeneidad,por lo quepodríanno instrumentarse- Sin embargo,parece
adecuadotratarlasasimismocomo endógenas.Además,todas las pruebas
realizadasen las quese instrumentaexclusivamentecon los retardosdela renta disponible resultan insatisfactorias ya que no superan el
contraste de sobreidentificaciónde Sargan. El resto de las variables
aparecencomo exógenasy así se consideranen lo quesigue-
Por lo tanto, los resultadosdel cuadro111.2 sonlos obtenidosde la
estimacióndel modelo de la ecuación(111.1) cuandosetiene en cuentala
existenciade simultaneidad,lo que requiereque seestimepor variables
instrumentales.Enla medidaqueel contrasterealizadosobreefectosfijos
versusaleatoriosconducea rechazarla nula de ausenciade correlación
entrelos efectosindividualesdepaísy los demásregresores(véaseúltimacolumnadel cuadroAIJ.2 del apéndiceII), se adoptael modelode efectos
fijos - Concretamente, se utilizan como instrumentosel segundoy tercer
retardo de la renta disponible de las familias, el ahorro empresarial y el
público, siempre que estánpresentes,y el valor contemporáneoy el
(15) En el cuadro A3.1 del anexo a este capitulo se presentanlos
resultadosobtenidosen nivelescon desviacionesortogonales,cuandonose tiene en cuenta la presenciade simultaneidad- Más adelante, secomparancon los recogidosen el cuadro111.2.
91
primer retardo de las variablesqueseconsideranexógenas(u~, n~, rl~ y
rc~) y que aparecenen la especificación.Se presentan, exclusivamente,
los resultados obtenidos bajo el modelo en primerasdiferencias¼E),yaque los resultadosobtenidos en niveles con variables artificiales (e
incluyéndolas como instrumentos) parecen tener problemas de
autocorrelación,y estaespecificaciónfacilita la comparaciónconelmodelodinámico tratadomás adelante.En el cuadroseincluye el resultadodel
test deSargande restriccionesde sobreidentificación,que se distribuye
asintóticamente como una ~2 Se recogen, asimismo contrastes de
correlaciónde los residuosdeprimery desegundoorden, quesereflejan
en las filas 111erorden”y “2Q orden”, y quesedistribuyenasintóticamentecomo una normal estándar.Las filas antepenúltimay penúltima serán
comentadas más adelante, mientras que la última fila recoge un contraste
de igualdadde coeficientescuyadescripciónsepresentaen el apéndice
IV y quesedistribuye comounaF - Sucintamente,estecontrastepretende
dilucidar si la restricciónimpuestade igualdaddecoeficientespara todos
los paisesesadmisiblepor los datos.Los estadísticost presentadossonrobustosa heterocedasticidad-
Los resultadoscualitativossonprácticamenteidénticosbajolas dosdefinicionesde las variableselegidas(con tipos de cambioo ppcs), en elsentido de que el signo de la relación de dependenciadel ahorro con
(16) La estimaciónen primerasdiferenciaspor MCO proporcionalos
siguientesresultados:
en ecus:
Asf~ = 0,20 hyt -0,17 Ase -0,44 Asg +0,74 Aa -0,08 Arí +0,92 Aro +0,01 ñut t t t t t t
en ppcs:
— 0,19 Ayr -0,18 Ase -0,43 Aq +0,79 Aa~ -0,23 Arí~ +1,17 Are +0,01 Au~(6,21) (2,29) (5,52) <1,61) (0,40) (3,43) (0,40)
donde, entre paréntesis, figura el valor del estadístico t robusto aheterocedasticidad.Obsérvenselas diferenciascon las estimacionesennivelespresentadasenel cuadroA3 - 1 delanexoa estecapítulo,obtenidascon la transformaciónen desviacionesortogonales.
92
respecto a las distintas variables explicativas es el mismo~’7~
En primer lugar, el ahorroempresarialaparece,sistemáticamente,
con signo negativoy es significativo estadísticamente- Por su parte, elpúblico parecetenerunaincidencianegativasobreelahorrofamiliar pero
parececarecerde poderexplicativo bajo las dosdefiniciones,de manera
que puedehablarsede sustituciónentreahorro de las familias y de las
empresas,pero no entre ahorro de las familias y público. En otraspalabras,las decisionesde ahorrodel sectorfamiliasvieneninfluidas por
las decisionesde ahorro del sectorempresarial-
Los resultadosdel contrastedesobreidentificaciónparecenindicar
que los instrumentosson adecuadosen todos los casosy no se detectaautocorrelaciónde primero ni de segundoorden, por lo que no se hace
necesariorealizarningún tipo de corrección-
El resultadodel contrastesobrela sustituciónperfectaentreahorro
familiar y los demáscomponentesdel ahorronacionalse resumeen la fila
antepenúltima,dondese refleja la sustituibilidad del ahorroempresarialy en la penúltima, donde se presenta la del sector público.
Concretamente, en estas filas se recoge el estadístico t de
1 — asf + y 1 — 8sf + 8sf , respectivamente, de manera queayf ¿9se ayf asg
cuandono sepuederechazarla hipótesisnula de que estasexpresiones
son cero se puede establecerque la sustitución es perfecta- De los
resultadospresentados,se concluye que la restricción no se puederechazarenel casodelahorroempresarial,cuandolaespecificaciónesen
ecus y se puederechazarmarginalmentecuandola especificaciónes enppcs. Con respecto al ahorro público, en todos los casos se rechaza la
nula. Por lo tanto, existe cierta evidenciade que la sustituciónes total
cuando es en relación alahorroempresarial y en cambio, las decisionesde
ahorro familiar no se alterancon los cambiosen el ahorropúblico -
(17) La estimación con las variables definidas en monedanacional
conducea un resultadonuméricomuy distinto, aunquecualitativamentesimilar, debido a que la variación en la variable dependientey en lasexplicativas es mucho mayor a causaexclusivamentede la unidad demedidaelegida.
93
En cuantoa las dosvariables que podríanrecogerel efectode la
incertidumbresobrelas decisionesde ahorro(u~ y u) pareceque tienenel signopositivo esperado,demaneraqueaumentosenestasvariablesse
traducenenaumentosenelahorrofamiliar, aunqueno esestadísticamentesignificativo - Por su parte, la relaciónentre ahorroy tipo de interés
aparecesiemprecomo positiva, por lo quepodría concluirseque domina
el efecto sustitución- En cualquiercaso, el valor de los estadísticost es
muy reducidocuandoseincluyentodaslas explicativas, (columnas(1) y
(4)), debido, seguramente,a la presenciade cierta multicolinealidadentre las variables de incertidumbre,por una parte y las de tipos de
interésa corto ya largo, porotra, Con el objetivo deeludiresteproblema
se 0pta por estimar el modelo incluyendo sólo una de ellas en cada
especificación,con el resultadode que la variable de tipo de interésa
corto plazo sigue manteniendosu poder explicativo, pero en cambio elresto de las variablespresentanunvalor del estadísticot muy reducido,
por lo que se 0pta por prescindir de ellas en la especificaciónfinal(columnas(3) y (6)). Cabeseñalarque el tipo de interésa corto plazo
puedeestaraproximandoel tipo a largo, ya que estees más difícil de
medir.
El contrastedela restriccióndeigualdadde coeficientesparatodos
los paises, recogidoen la última fila, no permite rechazarla hipótesis
nula, por lo que puede hablarsede homogeneidadentre paises en la
consideración de los componentesde la renta relevantes para las
decisionesdeahorro- Por lo tanto, los coeficientesestimadosy recogidos
enel cuadrosintetizanadecuadamenteel comportamientodeestegrupode
países, en el sentido que las peculiaridadesnacionalesno presentan
diferenciasestadísticamentesignificativasentreellos<íA).
Unaformadecalibrarelpapelqueel tratamientode la endogeneidad
ha desempeñadoen la obtención de los resultados es presentar
estimadoresintragrupos o en desviacionesortogonalesdel modelo en
(18) En el Apéndice IV puedeencontrarseuna discusión sobre los
distintos contrastesque puedenrealizarsesobre las restriccionesdeigualdadde coeficientesimpuestaspara todos los países.En el cuadroAIV.1 de aquél apéndicepueden encontrarse los resultados de lasestimacionesindividuales.
94
niveles, que hubieransido consistentessi todos los regresoresfueran
exógenos.En el cuadroA3 .1 del anexoa estecapítulo se ofrecenestasestimaciones,en lasquedestacael papelquedesempeñanlas variablesde
incertidumbrey el nulo papeldel ahorroempresarial,queno aparececomoestadísticamentesignificativo - Asimismo,en la últimafila deaquelcuadro
se recogeel valor del contrastede Hausmansobrela hipótesisde que los
efectosindividuales no estáncorrelacionadoscon los regresoreso, deforma equivalente, un contrastede efectosfijos versusaleatorios.Se
observaque en todos los casossepuederechazarla nula deausenciade
correlación,por lo que los estimadoresdeefectosfijos sonlos adecuados
paraanalizarestarelación.Tal comoilustra la comparaciónde los cuadros
111.2 y A3.1, la ausenciadeun tratamientoadecuadode la endogeneidad,
o su falta de consideración, conlíeva problemasde consistenciaquepuedenresultardeterminantesparalas conclusionesobtenidas-
Cabeaventurarpuesque, conformea la evidenciarecogidaaquí,
y presentadaen el cuadro111.2, un aumentoen el consumo(inversión)
público, que no viniera acompañadodemayoresimpuestos(esdecir, unareduccióndel ahorro del sectorpúblico>, no comportaríaun aumentoen
el ahorro de las familias, que compensara, aunque sólo fuera
parcialmente,la reducciónen el ahorropúblico asociadaa estavariación
en el consumo(inversión). La presiónal alza sobrelos tipos de interés
quepodríaejercer,”ceterisparibus”, la financiacióndeestedéficit podría
tener, en cambio, un impacto positivo sobreel ahorrofamiliar. Teniendo
en cuentasolo el primer efecto, el ahorro nacionaldisminuiría, en igual
medidaen que lo haríael ahorropúblico y la actuacióndel segundode
estosefectosllevaríaa queseobservaraun aumentodelahorro familiar -
En cambio, unareducciónen los impuestosquerecaensobrelas empresas
y su sustituciónpor impuestosquerecaensobrelas familias, comportaría
un aumento en el ahorro empresarialque sería compensadocon una
disminución del ahorro de las familias, ya que estas rasgan el velo
societario.
95
111.4.3. Estimaciones con la renta permanente
En la medida que se considereque los valorescorrientes de lasvariableso bien no son los principalesdeterminantesde las decisionesde
ahorro o bien no constituyen una buena aproximacióna los valores
permanentesde las variables, sehacenecesariopostular otro marco de
análisis. Aquí se 0pta por la especificaciónrecogida en las ecuaciones
(111.3) y (111.3?), teniendo en cuenta el mecanismode expectativas
adaptativasformuladoen (111.2)-
El modelo se estima en primeras diferenciasy se utilizan como
instrumentoslos retardostercero y cuarto de la renta disponible, delahorroempresarial,público y de las familias, y la contemporáneay los
retardosprimeroy segundode las variables exógenas,u~, n~, rl~ y rc~
presentesen la especificación.Los resultadosobtenidossepresentanen
el cuadroIII.3~’~>. Las columnas(1) a (3) y (5) a (7) se corresponden
con el modelo de la ecuación(111.3),mientrasquelas columnas(4) y (8)
se refierena una versiónde la ecuación(111.3’).
En las columnas(1) y (5) se recogenlos resultadosobtenidoscon
el modelo más general, donde se han incluido todas las variables
explicativas, con las definiciones en ecusy en ppcs, respectivamente-
Bajo estaespecificación,ni el ahorroempresarialni el público aparecen
como estadísticamentesignificativos- En todos los casoslos signos de la
relación son los esperados:negativos para las variables de ahorro y
~ La estimación por MCE? del modelo en primeras diferencias
proporcionalos siguientesresultados:
en ecus:
Asft 0,33 Ayt~ -0,20 Ase~ -0,38 Asg~ +1,11 Ant +0,21 Ar1~ +0,87 Aro~ +0,02 Au~ -0,19 Ac~1
(6,95) (3,31) (6,66) <2,19) (0,31> (2,07> (0,47) (3,88>
en ppcs:
As! — 0,32 Ay! —0,21 Ase -0,39 Asg +1,23 A,t +0,09 Arí +1,12 Arc +0,02 ñu -0,18 Act t t t t t t t-1
(6,81) <3,73) (6,54) (2,01) (0,12) (2,25) (0,36) (3.62)
donde, entre paréntesis,figura el valor del estadístico t robusto aheterocedasticidad.
96
CUADRO 111.3. SUSTITUCIóN DIRECTA ENTRE COMPONENTES DEL AHORROValores permanentes de las variables. Modelo dinámico (1>
en ECUs de 1985
(1) <2) <3) <4)
en PPC de 1985
<5) <6) <7) <8)
0,58 ** 0,52(4,64) (5,21)
—0,15 —0,28 *
(1,11) (1,91)
—0,09 —0,28(1,37) (3,30)
0,12 **
(2,39)
0,54 ** 0,79(3,07> (5,27)
—0,22 ** —0,40(2,59> (1,99)
—0,01 —0,35(0,09> (3,32)
0,15 **
(8,33)
0,59 ** 0,57 0,50 0,68
(4,21) (5,69) (3,02) (4,88>
—0,15 —0,30 * —0,23 ** —0,30(1,07> (1,80> (3,80) (1,47)
—0,09 —0,28 ~(1,16> (3,27) (0,26)
0,14 **
(2,10>
1,92 1,10 *
(2,65) (1,68)
1,43 —
(1,48)
0,31 0,70<1,00) (3,04)
1,25 *
(1, 88)2,45 ** 1,41
(2,78) (1,61>
1,84(1,60)
0,51(1, 64)
* 0,36 0,77 **(0,84) <2,25)
—0,49 .~—0,42 **
(3,84) (3,96)—0,41 ** —0,73(2,64> (4,60)
—0,51 ** —0,48 .~—0,38 ** —0,62 **
(3,34) (4,45) (2,57> (4,10>
0,21 *
(1, 89)0,10
(1, 09>
0,21 *
(1,89>0,20
(1, 58)
Test de Sargan<2~er
1 orden
22 orden
a :<3sf/6se)— J33) 2,74O
E :(Ssf/8r)=—1<4> 2,23o
E0: b1 — b~
5~ -
7,24 7,46(12> (8)
6,89(6>
1,68(6)
—1,88 —1,16 —1,78 —2,03
—1,86 —0,98 —1,26 —2,43
1,07
1,53
0,99 —0,41
2,22 —0,73
6,06(12)
5,44 4,70(8> (6)
1,80(6)
—2,07 —1,63 —1,65 —2,01
—2,02 —1,39 —0,86 —2,09
2,04
3,34
2,74 2,30[48,67] (32,85]
0,83 1,30 0,06
1,47 3,09 —0,15** **
2,41 2,05[48,67] [32,85]
(1> La estimación se ha realizado en primeras diferencias y los instrumentos utilizadosen todas las especificaciones han sido el retardo tercero y cuarto de yf~. set~ sg~.~‘ ~ y la contemporánea y los retardos primero y segundo de u , n~, rlt y rc~,presentes en la especificación. Entre paréntesis figura el valor del éstadistico t
robusto a heterocedasticidad. T 121.
2(2> contraste de sobreidentificación que se distribuye como una x con los grados delibertad que figuran entre paréntesis.
<3) Estadístico t robusto a heterocedasticidad en 1 —
<4) Estadístico t robusto a heterocedasticidad en 1 —
8sf + 8sf
~ 8se
Ayf~
A set
Au~
An~
Arl~
Arot
—0,34 **
(3 ,98)
0,18 **
(9 , 39)
Ac~1
Ase t—1
1,56 *
(1, 64>
Asg~1
0,67<2, 18)
—0
8sf 8sf+ __ =0
~;;~ 8sg
(5) contraste de igualdad de pendientes para todos los paises. Véase apéndice IV para unadescripción.
positivos para las variables de incertidumbre, que aparecen como
estadisticamentesignificativas- Asimismo, las variablesdetipo de interés
aparecencon signo positivo, tal comoocurríaen la especificacióncon las
variablescorrientes,pero no aparecencomo significativas-
Las pruebasrealizadasparaacotarlas variablescon mayorpoder
explicativo llevana poderafirmar queelahorroempresarialtiene, a cortoplazo,un efectonegativoy significativosobreelahorrofamiliar, mientras
que la significatividad del ahorropúblico parecedependerde la variable
de incertidumbrequeseadopte.Porunaparte, si seincluye la inflacióncomo únicavariablede incertidumbrey el tipo de interésa cortoo a largo
(columnas(2) y (6)), tanto elahorropúblico comoel empresarialaparecen
como estadísticamentesignificativos, con el signo negativoesperado.Sin
embargo,cuandosólo se incluye el paro para recoger incertidumbre,
tanto si seincluyen como si no variablesde tipos de interés, el ahorro
público pierde toda capacidadexplicativa, tal como se recoge en las
columnas(3) y (7) - Una posible explicación de esteresultadodeberíabuscarse en el carácter cíclico de los ingresos impositivos y,
consecuentemente,del ahorro público, que dificultaría desentrañarelpapel desempeñadopor la variable u del desempeñadopor sg~. En
t
cualquiercaso,la tasadevariacióndelparotieneun efectopositivosobreel ahorrofamiliar, reforzandosuinterpretacióncomovariablequemide la
incertidumbrede la rentafutura.
Los coeficientesestimadosde los valorespermanentes(o de largoplazo) y sus estadísticost se presentanen el cuadro 111.4 donde la
numeraciónde las columnassecorrespondencon las correspondientesdel
cuadro111.3. El coeficientedela rentagira entorno a 0,20, lo queparece
un valor razonable.Los ahorrospúblico y empresarialaparecencon el
signo negativoesperadoy de nuevo sereproduceel resultadoobtenido
parael corto plazode que la significatividad del ahorro público depende
de si el paro estáo no presenteen la especificación.En cualquier caso,
el ahorro empresarialaparececomo significativo y en el largo plazo la
inflación no tiene efectos significativos sobre el ahorro, ya que la
incertidumbre sedespeja,mientrasque los tipos a corto si la tienenyaque siguenestandopresentesrestriccionesde liquidez.
97
CUADRO III.4.COEFICIENTES ESTIMADOS DE LARGO PLAZO<’>
0,18 0,17 0,21 0,21(2,95) <2,89) <2,16> <1,80>
—0,30 —0,49 —0,38 —0,68(1,22> (2,33) (1,74) <0,92)
—0,18 —0,48 —0,02 0,54(1,17) (2,69) (0,09) (1,21)
0,25(1, 68)
0,26(2, ~
0,16 0,18 0,19 0,16<2,85) <2,63) <2,27) <2,34)
—0,31 —0,57 —0,37 —0,52(1,32) (2,19) (2,27) (1,27)
—0,18 —0,54 0,05 —0,33(1,48) (3,55) (0,26) (1,41)
0,29(1,38)
en ECIJa de 1985
(1) (2) (3> (4)
en PPC de 1985
(5> (6) <7) (8>
3,80 1,91(1,77) (1,33>
2 , 82(1,48)
0,61 1,21(0,91) (3,46)
4,67(1,05)
1,90(1,36)
= —1 2,31 1,92 1,45 0,12
3,78 2,05 3,01 0,53
4,99 2,70(1,64> (1,26)
3,76 *
(1, 73)
0,73 1,47(0,77) (2,62)
2,87
15,06
Ay f
Ase
Asg
Au
An
Arí
Aro
0,30(3,23)
o
o
<asf/ase)
(asf/at) = —1
4,12(1,11>
1,03 2,05
1,98 4,98
1,78(1,99)
0,73
2,27
(1) Los estadísticos t se obtienen a partir de un desarrollo de Taylor.
En resumen, parece deducirse que tambiénen el caso en el que se
adopten los valores permanentes de las distintas variables relevantes
(columnas (1) a (3) y (5) a (8)), las familias consideran el ahorro
empresarial (los beneficios retenidos)como parte de su renta mientras que
el papel del ahorro público es más ambiguo. En realidad, los contrastes
realizadosparadeterminarsi la sustituciónentreel ahorrode las familias
y el de los demás sectores es perfecta (filas antepenúltima y penúltimadel
cuadro 111.3) parecenseñalarque es así en el corto plazo, tanto en
relación al ahorro empresarialcomo en relación al público, cuandoéste
aparececomo significativo, pero no en el largo plazo- Las discrepancias
con los resultadosobtenidosparael ahorrodel sectorpúblico cuandolasvariablesincluidaseranúnicamentelos valorescorrientes(cuadro111.2)
puedenjustificarse por el hechode que a corto plazo, la relación entre
decisionesde ahorrode las familias y del sectorpúblico puedesermuy
reducidae inclusoinexistente,mientrasquea largoplazola incidenciade
estesectorseve como permanente.
Asimismo, el hechodequeel coeficientedel ahorropúblicoaparezca
como significativo estadísticamentey con valor negativoesindicativo de
la existenciade sustituciónentreel consumoprivado y el público.
Determinarsi sonlos valorescorrientesde lasvariables,demanera
que el ajustees instantáneo,o bien sonlos permanenteslos que influyen
en las decisionesde ahorro de las familias puedeverse, sencillamente,
como un contrastesobrela significatividad estadísticade los retardosde
las variables explicativas en la especificación.La inclusión de valores
retrasadosde todaslas variablesendógenasy exógenasno haproducido
ningúnresultadoclaro, debidoseguramenteal reducidonúmerodegradosde libertad, Es decir, cuandoseincluyen todos los retardosno aparecen
comoestadísticamentesignificativosningunodeellos, conla excepcióndel
retardodel consumo~20>.En realidad, cuandose pruebasin el consumo
(20) La estimaciónpor MCO del modelo en primeras diferencias
proporcionalos siguientesresultados:
en ecus:
(continúa. -.)
98
retrasadoun período, los retardosdel resto de las variablessiguen sin
aparecer como estadísticamente significativos - Por lo tanto, cabriapensar
que las decisiones de ahorro se toman en función de los valores
permanentes,tantode la rentadisponiblecomo delrestode las variables,
tal comosededucede los resultadospresentadosen las columnas(1) a (3)
y (5> a (7).
Un análisismásdetalladoconfirma quelos valoresesperadosde las
variables exógenas(de incertidumbre y coste del endeudamientoy de
oportunidad) son los relevantes,ya que en ningún caso su retardo
aparececomo significativo. En cambio, paralas dosvariablesde ahorro
la evidenciarecogidaesmásambigua.En concreto,y tal como serefleja
en la columna (4) del cuadro 111.3, bajo la especificaciónen ecus, elretardodelahorropúblico noaparececomoestadisticamentesignificativo,
mientrasque el del ahorroempresarialmarginalmentesí - En cambio, bajo
la especificaciónen pps (columna (8)), el retardo del público aparececomo marginalmentesignificativo, mientras que el retardo del ahorro
empresarialcarecedetodasignifícatividadestadística- Cuandoseincluyeel paro como variable explicativa, ninguno de los dos retardosaparece
como estadísticamente significativo. Por lo tanto, parece dominar el
(20)< - - .conttnwacl6n)
Ast = 0,32 -0,21 Ase -0,39 Asq +1,18 An~ +0,38 Arí +0,71 Arc +0,002 Aut
(6,99) (3,39) (6,84) (2,15) (0,53> (1,88) (0,03)
-0.02 Ac +0,05 Ase +0,09 Asg +0,32 An +0,55 hrl -0 39 Aro -0,006
(4.11) <1,21) (1.67) (0,55) (0,87> (0,91> (0,14)
en ppcs:
Asf~ = 0,31 Ayz -0,22 Ase -0,38 Asg .1,32 An~ -0,34 Ar1~ +0,96 Arc~ -0,0002 Aut
(6.94) (3,81) (6,39) (2,01) <0,40) (1,98) (0,004)
-0.19 Ac~1 +0,08 Ase~1 +0,10 A59t1 +0,54 An~1 +0.92 Ar1~1 —0,57 Arc~1 -0.003 Au~1(3,81) (1,32) (1,78) (0,75) (1.22) <1,14) (0,05)
donde, entre paréntesis,figura el valor del estadísticot robusto aheterocedasticidad-
99
resultado de que la respuestadel ahorro familiar a estasvariablessigue
un proceso de ajuste a lo largo del tiempo y dependede sus valores
permanentes.
Parece,así,quehayevidenciadeque las decisionesde las familias
en materiade ahorrosetomanenfuncióndelvalor esperadoo permanentede la rentadisponible, los tipos de interésy la inflación. En cambio, no
pareceque la evidenciaseatan robustaen cuantoal papeldesempeñado
por los valorespermanentesde los ahorrospúblico y empresarial,aunque
parece que predominen los valores permanentesfrente al ajuste
instantáneo-
Un resultadoque destacaen estemarcoesprecisamentequeen el
casodel ahorroempresarialla sustituciónes,a corto plazo, perfecta. Es
decir, no puederechazarsela hipótesisnula de que un aumentoen elahorroempresarialsecompensauno a uno conunareducciónenel ahorro
de las familias. Sin embargo,en el largo plazo, aunqueel ahorro del
sector empresariales consideradocomo un componenteadicional de la
rentade las familias, un aumentoen los beneficiosretenidosesperados,tendráun menorefectoexpansivosobree] consumoqueel producidopor
un aumento en alguno de los componentesde la renta disponible
permanentede las familias, y consecuentemente,el ahorro familiar
disminuirá ligeramente.En otras palabras,la existenciade sustitución
parcialentreahorroempresarialy de las familiasenel largoplazoimplica
que se puedenproducir recomposicionesdel ahorro privado (y, por lo
tanto, del nacional)pero su nivel permanecerelativamenteinalterado.
Un resultadosimilar se obtiene a corto plazo para el ahorro delsectorpúblico ya que en estecaso, la sustituciónes tambiénperfecta,
resultado que no se produce si se consideranúnicamentelos valores
corrientesde las variables: a la luz de los resultadosobtenidosaquí, el
valor corrientedel ahorropúblico no esrelevanteparalas decisionesde
ahorrodel sectorfamilias, pero en cambiosilo essu valor esperado.De
nuevo, los tipos reales de interés a corto plazo aparecen como
estadísticamentesignificativos, confirmandoel resultadoobtenidobajo la
especificacióncon los valoresobservadosde las variables- La relación
positiva indica queel efectorentaseve dominadopor el de sustitución,
100
de maneraquemayorescostesdeendeudamientohacenpreferibleahorrar
más hoy paraconsumiren el futuro - La reducciónexperimentadapor los
tipos de interésreal puedeexplicar partede la calda producidaen elahorrode las familias -
Por otra parte, la tasade inflación aparececomo estadísticamente
significativa consignopositivo enel cortoplazo,lo quepuedereflejar que
esta variable recoge incertidumbre- El hecho de que pierdasígnifícatividad en el largo plazo puede reflejar la solución de esta
incertidumbre-
El contrastesobrelahomogeneidadde la respuestadelahorrodelas
familias a las variablesen los diferentespaíses,cuandosepostulaquelas
decisionesse adoptantomandolos valores esperadosde las variables,
pareceseñalarque las diferenciasentrepaísessonsignificativas-
111.5. Resumeny conclusiones
Lasdecisionesdeahorrodel sectorpúblico y delsectorempresarial
puedendesempeñarun papelmáso menosimportanteen la determinación
de la rentadisponiblede las familias, y a travésdeella, incidir sobrelas
decisionesde ahorro de este sector. Adicionalmente, también pueden
afectardirectamentea la decisiónde posponerconsumoadoptadapor las
familias, si éstasconsideranalahorrodeestossectorescomoun sustituto
perfecto o imperfectodel propio. Las razonesque puedenjustificar tal
comportamientodebenbuscarse,porunaparte,enquelas familiassonlos
propietarios últimos de las empresas,y, por lo tanto, son capacesde
rasgarel velo societarioy coordinarsuactuacióncon la de las empresas.
Por otra parte, las familias, con su voto, orientan las decisionesde
política fiscal y, consecuentemente,las del ahorrodel sectorpúblico, lo
que les permiteconsolidarsuactividadcon la de estesector.
En estecapítulosehaabordadoel contrastede la hipótesisde que
los consumidoresincorporan las decisionesadoptadasen los sectores
empresarialy público ensufunción deahorro. Se consideraun modelode
consumo/ahorroconvencionalquepostulaquela rentadisponibleexplica
101
el ahorroy seestimauna función de ahorrode las familias en la que los
ahorrosde estosdos sectoresaparecencomo variablesexplicativas- La
determinacióndel concepto relevantede renta para las decisionesde
ahorrode las familias con el objetivo de delimitar el nivel de agregaciónimplícito en las decisionesadoptadasporestesector,ha sidoabordadaen
varios trabajos- En estesesigueel enfoquepropuestoen Koskelay Viren
(1986),aplicadoa datosdepanelconunametodologíaacordeconel modelo
explicitado, estimándoseuna función de ahorrodel sectorfamilias.
Cuando se suponeque son sólo los valores corrientes de las
variableslas que determinanlas decisionesde ahorro de las familias, se
puedeconcluir queestasconsideranel ahorrode lasempresascomopartede su renta, mientras que el papel desempeñadopor el ahorro público
pareceque esirrelevante- En cualquiercaso, si las decisionespúblicas
enmateriadeahorrosontenidasencuentapor las familias, no seproduce
unacompensaciónplenaentreambossectores,por lo quela política fiscal
essiempreefectivaen el cortoplazoa la hora de incidir sobreel consumo
y el ahorro familiar. En cambio, la evidencia recogida para el ahorro
empresarialapuntahacialapresenciadesustitucióntotalenprácticamentetodos los casos- Es decir, las familias consideranel ahorro empresarial
como propio.
En cambio, si la renta relevante para las decisiones es la
permanenteo esperada,entoncesel valor esperadodel ahorro público
tambiénincide sobrelas decisionesdeahorrodel sectorfamilias, pero detal manera que la sustitución no es perfecta- Asimismo, el ahorro
empresarialsustituye sólo parcialmenteal familiar, de maneraque un
aumentoen los beneficios retenidosesperados,tendráun menorefecto
expansivosobreel consumoqueun aumentoidénticoenalgúncomponente
de la rentapermanentedisponible de las familias.
De la evidenciarecogidaaquí sedesprendeque variacionesen el
ahorropúblico, a cortoplazo, no afectanal ahorrode las familias si no es
vía renta disponible. En concreto, una subida de impuestosdirigida a
contraer el consumoseráefectiva en el corto plazo, es decir, si estasubidano seve comopermanente,ya queal reducirsela rentadisponible,
tanto el consumocomo el ahorro se contraerán- Sin embargo,si este
102
cambio se mantienede maneraqueseproduceun aumentopermanenteen
el ahorropúblico, queafecteo no a la rentadisponible, la relaciónentreamboscomponentes pasa a tenercaráctersustitutivo, lo quecomportauna
reducciónen el ahorro familiar de tal magnitud que, sin embargo,el
ahorronacionalaumenta,impulsadoporel crecimientodelahorropúblico -
Consecuentemente,si no se alterala rentadisponible de las familias (p.ej. con una disminucióndel consumopúblico) seproduceun aumentodel
consumoprivado. En cambio, en el largo plazo, una variación en los
impuestosque implique un mayordéficit público serápoco efectivopara
alterar el consumo, ya que la mayor parte del ajuste se realizarávíaahorro. En cambio, si la variación en los impuestosque determinanla
rentadisponiblede las familias va acompañadode unamodificaciónde los
gastosque no lo altera, (p.ej - unavariaciónen inversión)de maneraqueel ahorro público se mantiene constante, entoncesla política fiscal
afectaráal consumoy al ahorroen la direccióndeseada.
Porotraparte,los resultadospresentadosindicanque,mientrasen
el corto plazo los aumentosexógenosen el ahorro societario se veran
exactamentecompensadoscon disminucionesen el ahorro familiar, en el
largo plazo, se afectaráel nivel del ahorro privado, produciéndoseun
incremento de menor cuantía que el observado en el componente
empresarial- Por lo tanto, en el largo plazo, no solo se producen
alteracionesen la composicióndelahorronacionalsinotambiénenel nivel.
Deello sededuceque, todapolítica tributaria recaudatoriamenteneutral,encaminadaa estimularde formapermanenteel repartodebeneficiospor
partede las empresas,vendráacompañadadeun aumentoen el ahorrode
las familias, mayorenel corto queenel largoplazo. En realidad,mientras
queen el corto plazo,el ahorroprivado solo cambiaráde composición,en
el largo plazo, variará sunivel en la mismadirección queel cambioinicial
en el ahorroempresarial,pero enmenorcuantía.Así, la atenuaciónde la
doble imposiciónde dividendosenel impuestosobrelarenta,en la medida
que puedeactuar de estimulo al repartode beneficios, conduciráa unmayoresfuerzoahorradorporpartedelas familias, peroa unareducción
en el ahorro privado. El aumento en la renta disponible se ahorrará
parcialmentey el consumoprivado creceráligeramentea largo - El ahorronacional no sólo verá alterada su composición, sino que también
experimentaráuna reducción. En realidad, para afectar al nivel de
103
consumo privado a largo plazo se será más efectivo si se producen
modificaciones en el gasto público, que no vengan acompañadasde
variaciones en los impuestos que incidan sobre el nivel de la renta
disponiblede las familias.
El resultado obtenido para el sector público contrasta con lospresentadosen Koskelay Viren (1986) dondese concluyeque el ahorro
público tiene solo un efecto (temporal) a corto plazo sobre el consumo
privado mientras que a largo su impacto es nulo - La no utilización de
variablesinstrumentalescuandoel modelo especificadoasí lo requiere,
puedeestaren la base de tal discrepancia.En cambio, los resultados
obtenidosparael ahorroempresarialsoncualitativamentelosmismosy vanen la mismadirecciónque los que sepresentanen Marchante(1986)para
el largo plazo-
Asimismo, de los resultados obtenidos aqui sepuedeconcluir que
la tasaesperadade variaciónde los preciosinfluye a corto plazosobrelas
decisiones de ahorrode las familias de forma positiva: a mayor inflaciónesperada,mayorahorro- Generalmente,unamayor inflación implica una
mayor variabilidad de precios relativos, por lo que se produce una
asociaciónpositiva entreaumentode preciose incertidumbre,asociaciónque puedeexplicar el signo estimado de la relación entre inflación y
ahorro.La tasadevariacióndel desempleotambiénpuedeaproximarestos
factores de incertidumbre, por lo que el hallazgo de una influencia
positiva sobre el ahorro puede verse como una confirmación de esta
interpretación.Asimismo, a la luz de los resultadospresentados,puede
concluirsequelos tiposde interésreala cortoplazo, tanto los observadoscomo los esperados,inciden sobre las decisionesde ahorro con signo
positivo. En la medida que los tipos a corto recojan el coste real del
endeudamiento,el resultadoobtenidorecogela relaciónnegativaquecabe
esperarentreprecioy demanda:a mayorcostedel endeudamiento,menor
demandade crédito, y menor consumo, y por lo tanto mayor ahorro.
Cuando los tipos de interéssuben, las familias prefieren ahorrar y no
endeudarsepara consumir.
En cualquiercaso,cabedestacarquelasdecisionesdeahorrode las
familias se tomanenfuncióndel valor permanentedesu rentadisponible,
104
considerándosequeelahorroempresarialformapartedeella, aunqueconunaincidencia diferenciadaen relacióna otros componentesde la renta-
Asimismo, el papeldesempeñadoporel sectorpúblico esclaveya quesusdecisionesdeahorrodecarácterpermanenteformanpartedelas variables
relevantes para las decisiones de ahorro del sector familias,
independientementede su impacto sobrela rentadisponible- Ignorar la
existenciade talesmovimientoscompensatoriospuedeconduciral fracaso
de las políticasencaminadasa estimularel ahorro-
105
CUADRO A3. 1. SUSTITUCIÓN DIRECTA ENTRE COMPONENTES DEL AZORRO
Modelo estático <eq (111.1) 0~>
en ECU. de 1985
<1> <2) (3> (4>
en PPC de 1985
(5> (6) (7) (8>
0,07 ** 0,07 ** 0,08 ** 0,08 **
(3,04> (2,50) (2,95) (2,81>
0,02 —0,02 —
<0,18) (0,22)
—0,23 —0,29 * —0,34 ~(1,35) (1,95> <2,08) <2,01)
0,13(1,46)
2,55 ** 2,18 **
(3,81) (5,89>
0,23 **
(2,12>
1,97 **
(4,07)
0,09 ** 0,09 **
(3,07> (2,53)0,10 ** 0,10 **
(3,30) (3,28)
0,04 —0,005 — —
(0,57> <0,08>
—0,18 —0,25 * —0,31 ** —0,26 *
(1,17) (1,88) (2,09) <1,90)
0,17(1,67>
0,30(2,22)
3,41 ** 2,82 **
(5,08) <8,38>2,60 **
(5, 29>
1,27(0,79)
—1,32(1,48)
0,20 0,60 —
(0,22) (0,83>
—0,19 —0,31 —0,56 —0,37
—0,36 —0,15 0,33 —0,08
2,60 2,87 2,63
4,52 4,52 4,52
2,51
4,52
1,91(1 , 04)
—1,83 *
(1,86)—0,03 0,58 — —
(0,02> (0,67>
—0,68 —0,82 —0,89 —0,77
—0,98 —0,82 —0,04 —0,65
3,26
6,27
3,43
6,27
3,85
6,27
3 45
6,27
H :<asf/ase)——1<2> 10,54o
H :(asf/8r)——1<3~ 10,64o
H13: a1, b=a b~
4~ *1’ 1 6,16
a, b=a1, b<
5> 40,71
2 (6) 30,68x
10,23 11,78 11,30
11,32 9,80*
12,60
9,17 5,44 7,88
41,22 66,40 97,49* * *
25,24 13,29 5,15
10,96 11,44
5,52 8,29
9,70 12,86
4 59 6,51*
44,80 62,94 89,00*
32,76 25,41 16,40~ 12,34
<1) Estimación en desviaciones ortogonales. EstadístT=139 -
icos t robustos a heterocedasticidad.
8sf 8sf<2) Estadístico t no robusto a heterocedasticidad en 1 — — +
8yf8se=0
8sf 8sf<3> Estadístico t no robusto a heterocedasticidad en 1 — — + — = OByf Bsg
(4) Estadístico F descrito en el apéndice IV para el contraste de igualdad de coeficientesentre paises, donde e son las constantes y b las pendientes. En las columnas (1) y(5) se distribuye con ~56 y 76 grados de libert1&d, en las (2> y (6) con 40 y 94, en lascolumnas <3) y (7> con 32 y 103 y en las columnas <~) y (8) con 24 y 12 grados delibertad -
(5> Estadístico 1’ descrito en el apéndiceIV para el contraste de igualdad de coeficientesentre países, donde c son las constantes y b las pendientes. En las columnas (1> y(5) se distribuye con18 y 132 grados de libertad, en las (2> y (6> con 8 y 134, en lascolumnas (3) y <7) con 8 y 135 y en las columnas (4> y (8) con 8 y 136 grados delibertad -
2(6> contraste de Hausman de efectos fijos versus aleatorios. Se distribuye como una x con
7 grados de libertad en las columnas (1) y (5>, con 5 en las columnas (2> y (6>, con4 en las columnas (3) y (7> y con 3 en las columnas (4) y (8).
se
¡ t
sg~
ut
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1er orden
2~ orden
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TSS
Iv
AHORRO DE LAS FAMILIAS Y FINANCIACIÓN DEL DÉFICIT PÚBLICO
IV.1. Introducción
En este capitulo se intenta dar respuestaa la pregunta de si,empíricamente,la financiación del déficit público es relevantepara las
decisionesdeahorro. Setratadedeterminarsi cuandoserealizamediante
la emisión dedeudatieneefectosdistintossobreel consumoy el ahorroacuando se obtiene por Vm impositiva. La hipótesis de equivalencia
ricardiana sostieneque los agentesdescuentanlos futuros impuestos
implícitos en la deuda,demaneraquesusefectosrealesno difieren de los
derivados de los impuestos. En otras palabras, este supuesto decomportamientose basaen la observaciónde que los déficit únicamente
retrasanel pago de impuestosy dadoque el momentodel pagono afectaa la restricción presupuestariaintertemporaldel individuo, no puede
afectar a sus decisiones de consumo. En realidad, la hipótesis de
equivalencia ricardiana en su enfoque más actual puede verse
sencillamentecomo una implicación de la hipótesis de ciclo vital/renta
permanente,en un marco donde la presencia del sector público se
manifiestaa travésde su consumo,los impuestosy la deuda.
El debatesobrela hipótesisricardianacuestionadistintosaspectosde los efectosque los métodosalternativosde financiar el déficit tienen
sobrelaelecciónentreconsumoeinversión. El contrastedeestahipótesis
ha sido abordadoenun amplioabanicode trabajosquehansido objetode
revisiónen Bernheim(1987), y en Seater(1993). Los trabajosempíricos
deKochin (1974),Barro <1974),Feldstein(1974,1982), Kormendi(1983),Feldsteiny Elmendorf (1990) reflejan, en gran parte, los principales
enfoquesseguidosparaanalizarestacuestióndesdela perspectivade la
estimaciónde una función de consumo.
106
Según la revisión realizada por Seater (1993), el articulo de
Rormendí (1983) anida esencialmentetodos los contrastesprevios de
equivalenciaricardiana. En sutrabajo, Kormendiseproponediscriminar
entreun comportamientoacordecon los postuladoskeynesianosfrente a
uno querespondaa lo queél denominaenfoqueconsolidadoy que implicala satisfacciónsimultáneade la hipótesisricardianay de que las familias
integransuscuentascon las del sectorempresarial-hipótesisdeausenciade velo societario-. En concreto,bajoestesupuestode comportamiento,
los consumidoresactúan como si consolidaransus cuentascon las del
sectorpúblicoy las del sectorempresarial,demaneraquela distribuciónde la rentanacionalentrelos distintossectoresno afectaa susdecisiones
de consumo/ahorro.Así, la renta nacional y la riqueza (sin deudapública) constituyen los únicos determinantesdel consumoy, ni los
impuestos,ni el ahorroempresarial(los beneficiosno distribuidos)tienen
unaincidenciadiferencial. Laprincipal conclusiónqueobtieneKormendi,a partir de la estimación de una función de consumo, es que los
consumidoresconsideranque el gastopúblico constituyela verdadera
medidade la detracciónderecursosprivadosporpartedel sectorpúblico,y que por lo tanto, dado el gasto, no respondena cambios en los
impuestos.Los resultadosqueobtienepara la deudapública no sontan
concluyentes,puesel coeficienteestimadoesnegativoy estadísticamente
significativo, justificándoloen términosde incertidumbresobrelos flujos
futuros de impuestosy de rentas.
El artículo deFuster(1993)constituyeuno de los primerostrabajos
en esta área donde se utilizan datos de panel. En concreto, Fuster
contrastala satisfacciónde la hipótesisricardianaen cuatropaisesde la
Comunidad, aplicando la metodologlade ecuacionesaparentementeno
relacionadas(SURE), pero sin utilizar variables stock. El enfoqueen
aquel trabajo sigue el propuesto en Kochin (1974) y que también es
seguidoen González-Páramoy Raymond(1987) para el casoespañol,por
el quese realizael contrasteutilizando únicamentevariablesde flujo, en
concreto el déficit. La conclusión alcanzadaes que la hipótesis de
equivalenciaricardianano sesatisfaceensentidoestrictoenestospaises,
pero en cambio pareceque el sectorprivado, en la mayoríade los casos,
anticipa parcialmente los mayores impuestos futuros que el déficit
presentecomporta. Asimismo, Marchante (1986) utiliza datosde panel
107
paracontrastarla hipótesisde que las familias rasganel velo societario
paraun conjuntode trecepaisesde la OCDE a partir de la estimacióndeuna función de ahorro privado. Su principal conclusiónes que una
reducción en los dividendos incrementa el ahorro privado en una
proporciónmuy reducidaa largo plazo.
En este capítulo se estima la función de consumo agregado
propuestapor Kormendi, con las reformulacionescontenidosen Kormendiy Meguire (1990), queseintegra dentrodel marcode la hipótesisde ciclovital/renta permanente.La estimaciónse realiza sobreun conjunto de
paises de la Unión Europeaen el periodo 1970-90, con el objetivo de
contrastar si en este caso se obtienen las mismas conclusiones.Noobstante,el análisissecentraráendeterminarsi los consumidoresactúan
en consonanciacon la hipótesis ricardiana y la de ausenciade velo
societario,admitiendo, asimismo, la posibilidad de que la relaciónentre
el consumo público y el privado sea de complementariedado de
independenciay noúnicamentedesustitución,tal comopostulaKormendi.La principal aportacióndel capitulo esla aplicación a datosde panelde
este enfoque, que permite el contraste de ambas hipótesis decomportamientoa la vez y por separado.
En el siguienteapartadoserepasael modeloempíricoformuladopor
aquelautor, proponiendola interpretaciónde los coeficientesqueesmásacorde con las dos hipótesis de comportamiento que se pretende
contrastar. El apartadoIV. 3 contienelos resultadosobtenidosbajo una
especificaciónestáticadel modeloy el IV. 4 proponecontrastesadicionales
de laespecificación,incluyendoun análisisdinámico.En el apartadoIV. 5se discuteel papeldel nivel de endeudamientopúblico y de la rentaper
cápita en la determinaciónde los efectos que las variables del sector
público y los beneficios no distribuidos tienen sobreel consumode las
familias. En el ultimo apartadosepresentaun resumeny serecogenlas
conclusiones.
108
IV. 2. Modelo empírico
En esteapartadose revisa el modelo utilizado en Kormendi parasustentarsu análisis empíricoy que constituyela basesobrela que se
desarrollaestecapítulo.
Inicialmente, seconsideraque hayunapartedel gastopúblico queproporcionautilidad al sectorprivadoenel periodocorriente, el consumo
público, y otro que la proporcionaen el futuro, la inversiónpública. Se
supone que los agentesadoptan sus decisionesde consumo/ahorroteniendoen cuenta el control que ejercensobre todas las fuentes de
renta, queincluyen tanto las queprovienendel sectorprivado, entrelas
queseencuentranlas quesederivande lapropiedadde la empresa,comolas quesegeneranenel sectorpúblico. Se consolidanasíelsectorpúblico
y el privado y se incorporan en el marco de la hipótesis de la renta
permanente.La justificación de tal integraciónes que los consumidores
tienen un verdaderocontrol sobreel gastopúblico y su financiación, a
través de su voto, y sobre las decisionesde reparto de beneficios, atravésde la propiedadde las empresas.
Se postula, de acuerdocon la hipótesisde rentapermanente,que
el consumototal es unafracción constantede la rentapermanente.
Para contrastaresteenfoqueconsolidado,Kormendi especificayestima la siguiente ecuación, que consideraque debe verse como una
forma reducida:
(IV.1),y,+a,g+aw+atr+ tbn+awiv= a +a ~ 3 t 4 ~
+ ~se~+aR~ +e
dondect esel consumoprivado> y~ esel productonacional,~ esel gasto
público, w~ es la riqueza privada (sin deuda pública), tr~ son lastransferencias,bp~esla deudapúblicaviva, z~ sonlos impuestos,se son
t
los beneficios retenidospor las empresas(que se puedenasimilar al
ahorro empresarial),g~ son los interesespagadospor la deudapública
y e esel término de error. Con la estimaciónde estaecuación,Kormendit
109
pretendediscriminar entre el enfoqueconsolidadoy el keynesiano,a
partir de contrastesde cerosobrelos coeficientesestimadosya queestaespecificaciónanidaa ambos.Bajo el enfoquekeynesianoel consumose
considerafunción de la rentadisponibledefinida comoyfj y, - - se~+
tr~ + g~ y de la riquezaprivada, entrecuyoscomponentesseencuentra
la deudapública. Por lo tanto, enestemarco, la política fiscal puedeser
efectiva a través de su incidencia sobre los componentesde la renta
disponibley el volumendedeuda.En cualquiercaso,tanto la rentatotalcomo la riqueza en manosdel sectorprivado, que debeincluir tanto la
humanacomo la no humana,intentan aproximar la rentapermanentey,
consecuentemente,cabeesperarquesuscoeficientesseanpositivosbajo
ambosenfoques.
Unade las característicasdel trabajodeKormendies queconsidera
que bajo el enfoque consolidadoel coeficientedel gasto público, ~
deberíatenerun valor de -1. En realidad, esto seríaasí si el consumoprivado y el público fueron sustitutos perfectos en relación a lasdecisiones de consumo/ahorro, mientras que si fueran sustitutos
imperfectosel coeficientedeberíasituarseentreO y -1. Sin embargo,no
hay ninguna razón para pensarque la única relación posible entre el
consumoprivado y el público es la de sustitución y cabríaconsiderarlaposibilidadde quefuerancomplementarioso ambascosasa la vez (Rarras
(1994)).Mientrasalgunaspartidasdel consumopúblicoparecensustituir
al consumoprivado (por ejemplo, enseñanza,becasde comedor) otraspareceque lo complementan(por ejemplo, gastoen transporte). En el
estudiode Kormendi, el hallazgode queel gastopúblico no afectaa las
decisionesde consumose toma como evidenciade que los agentesson
keynesianos. Aquí no se interpretará así, de manera que la
significatividad y el signo del coeficienteparael consumopúblico no setomarácomo evidenciaa favor o en contrade la hipótesisricardiana. En
términos similares se podría discutir el papel de la inversión pública,considerandoqueesun gastoqueproporcionautilidad al sectorprivado
110
enperíodosfuturos, ya quenormalmentegeneraconsumopúblico en los
períodossiguientes~1~.
Las transferencias,tr, financiadascon impuestos,redistribuyen
la riquezaentre los consumidoresque tienen distintas propensionesal
consumo. Por lo tanto, puedenafectar al consumo agregado,lo que
justifica su inclusión en la especificación. Las transferenciasdetraenriqueza de individuos con una reducidapropensióna consumir(rentas
altas) y la repartena individuos con unaelevadapropensióna consumir
(rentasbajas),por lo que, cabeesperarqueel signodelcoeficiente sea
positivo. La diferencia principal entre el enfoque keynesianoy el
ricardianoesque, bajoel keynesiano,el valor del coeficientedeberíaserigual al obtenidoparala rentatotal ya queconstituyeun componentede
la rentadisponible.
Bajo el enfoquericardianola riquezanetadel sectorprivado no se
altera con cambiosen la forma de financiacióndel déficit, por lo queel
stock de deudapública viva no forma partede ella y no afectaasí a laelecciónentre consumoy ahorro. En cambio, bajoel enfoquekeynesiano
la deudaforma partede la riquezay en puridad deberíaobservarseque
~ a6.
Dado que la hipótesis ricardianapostula que la elección entre
impuestosy deudano afectaa las decisionesde consumo,cabeesperar
que el coeficiente de los impuestos sea nulo, es decir, no tenga
significatividad estadística,ya que es un componentede la renta del
sectorpúblico. En cambio, se esperaque sea negativoe igual al de la
rentanacional bajo el enfoquekeynesiano,ya que el efecto del sector
público sobrelas decisionesde consumose canalizaúnicamentea través
de la rentadisponible de las familias<2>.
<~> Por ejemplo, la inversiónen escuelashoy, implica mayorgastoenenseñantesmañana,cuyaremuneraciónesconsumopúblico. En general,las inversiones generan flujos de consumo público de carácterpermanente.
(2) El contrastese derivasencillamentede la ecuaciónIV. 1
(continúa...)
111
Los pagospor interesesde la deudapública puedenversecomo la
consecuenciaanticipada de la adopción de una forma concreta de
financiacióndel déficit y, por consiguiente,si las familiassonricardianas
no se observaráningún efecto. En cambio, si respondena postulados
keynesianoscabríaesperarquesuincidenciasemanifestasea travésdesu contribucióna la rentadisponiblede las familias, exclusivamente.
Por otra parte, la decisión sobre la cuantía de los beneficiosretenidos (o el ahorro empresarial),pareceque está en manos de los
consumidores,que son los propietarios de las empresas.Se desea
contrastarla hipótesisde que las familias consolidansuscuentascon lasdel sectorempresariallo quelleva a contrastarprimerosi el coeficientede
~ (a8) es estadísticamentesignificativo. El hecho de que no lo sea
ac( ... = O puedetomarsecomo evidenciaa favor de que las familias38serasganel velo societario. Ello implica que la distribución de la renta
nacional entre el sector familias y el sector empresasno tiene ningún
efecto sobre las decisionesde consumo, ya que el conjunto de losbeneficios empresariales,se distribuyan a las familias o no, tienen elmismo impacto sobre el consumo que las rentas salariales. En
consecuencia,un aumento(disminución)de los beneficiosdistribuidosen
detrimento (a favor) de los no distribuidos se ahorrará (desahorrará)
íntegramente.Si, encambio,esestadísticamentesignificativo (AE. ~o)
cabecontrastarsi el coeficiente(con signonegativo)tiene el mismovalor
que el coeficienteestimadoparala rentatotal (que incluye los beneficios
no distribuidos). Si así fuera, dc — dc =03 sepodríatomarcomos~evidenciaa favor de la hipótesiskeynesianaya que nos indicaríaque al
no formar partede la rentadisponible de las familias éstasno los tienen
(2> U~ . . continuación)
ct b0+b1y~+...+b6r~+...
que puedereescribirsecomo
c~ b0 + b1(y~ — r~) + (b6 — b1)r~ +
por lo tanto, seformula como b1 =
112
en absolutoencuentaa la horade adoptarsusdecisionesde consumo.En
cambio, si el coeficiente de ahorro empresarialfuera estadísticamente
significativo, pero con un valor distinto al del de la rentatotal sepodría
interpretarcomoevidenciaa favor dequelas familiasrasganparcialmente
el velo societario, o bien en el sentido de que sólo una parte de losbeneficiosno distribuidossepercibencomorentapropia o biende quelas
rentasde la propiedadpresentanunapropensiónal consumodistinta a la
del resto de componentesde la renta.
Por lo tanto, los efectosquecabeesperarde los distintoselementosque configuran la política fiscal y de reparto de dividendos y que se
encuentranresumidosenelcuadroIV. 1, sonrelativamentediferentesbajo
el enfoquekeynesiano,y bajo las hipótesis ricardianay de ausenciadevelo societario<3>.
IV. 3. Contraste de las hipótesis ricardiana y de ausenciade velo
societaria
El contrastese realizasobreun panel incompleto de paísesde la
Comunidadparael período1970-90,estandotodaslas variablesdefinidas
en términos per capita y expresadas,tanto en ecus de 1985 como en
paridaddepoder de comprade 1985<~’.
Los datos de base utilizados para la estimación son losproporcionadospor las cuentasnacionalesde los distintos paisesde la
Comunidad y que recoge Eurostat<5>. En concreto, como variable de
<~> La no satisfanni&i de los postuladosricardianosno npnnsariamp.ntedebederivarsedeun comportamientomiopeporpartede los agentes,sinoque puede justificarse por la incertidumbre asociadaal futuro (véaseBarsky, MankiwyZeldes (1986)).
(4> Véaseel apéndice1 dedatosparaunadescripciónexhaustivasobrela construcciónde las variablesutilizando ambosdeflactores.
(5) En concreto, los paísesy añosconsideradossonla RFA (1970-90),Francia(1970-90),ReinoUnido (1970-90),Italia (1970-88), PaísesBajos(1975-90), Dinamarca (1981-90)y España(1980-89). El apéndice1 dedatoscontieneel listado y discusiónde las variablesutilizadas.
113
CUADRO IV. 1. RESPUESTA DEL CONSUNO ANTE VARIACIONES EN BITS DETERMINANTES
BAJO LAS DISTINTAS BIP&TESIS DE COMPORTAMIENTO
Enfoqus Hipótesis Hipótesis de ausencia deKeynesiano velo societario
Ricardiana
dc o
total parcialdc dcdse o dc
*0 y#~~
dc dc =0
c3tr
odc dc
odc dc
ay
dc dc o
]
consumo privado (ci) se utiliza la que proporciona la contabilidad nacional
anual. En puridad, deberíautilizarseel gastoen consumode serviciosyde no duraderosmásel flujo deserviciosdel stock deduraderos.Debido
a la dificultad de disponer de la información necesaria para la construcción
de esta serie de forma homogéneapara los distintos países de la
Comunidad,se 0ptapor la serie de contabilidadnacional sin corregir.
Comovariable de renta, seadoptala rentanacionalbrutadisponible. Lavariable riquezaseconstruyea partir de los datosde stock de capitaly
de cuentacorrienteproporcionadospor Eurostat.La variabledeconsumo
público adoptadaesla queasísedenominaen la contabilidadnacionalparael conjunto de las AdministracionesPúblicas (g~)~ las transferencias
consideradassonexclusivamentelascorrientesefectuadasafamilias (tr~),
los impuestos (z~) incluyen tanto los de rentay patrimonio, como los que
recaen sobre la producción e importación así como las cotizaciones
sociales,los pagospor intereses(gí) son la cargatotal del serviciode la
deuday la deuda(bp~) esel saldovivo de valorespúblicosa final deaño.
Con el fin de contrastarsi la hipótesisricardianay la de ausencia
develo societarioreflejan el comportamientoobservadoen el conjuntode
paísesde la Comunidad,seestimala ecuación(IV.1), bajoel supuestodeque los a1, 1=1,. .8 sonúnicosy no específicosde cadapaís. Asimismo, se
correla regresión,imponiendoy sin imponerla restriccióndeausenciadecorrelaciónentrelos regresoresy los efectospaís,esdecirbajounmodelo
de efectosaleatoriosy bajo uno de efectosfijos, respectivamente<6>.
<6> Cuando no se permite la interacción entre las diferenciasespecíficascaracterísticasde cada país y las variables explicativasincluidas en la ecuación, -forma de modelizar las diferencias decomportamientoentre los paises acorde con el modelo de coeficientesaleatorios-~ vnnuisreunestimadormínimo cuadrático genflvAli 7.ado, cuyadiscusióny comparacióncon un modelode efectosfijos seincluye en elapéndiceV de la tesis. En concreto,el modelogeneralsepuedereformularcomo
~ a+B’x1 +u +g
con E[efl=E[u]=O ; E[c2]=u2
1. u
E[eu]=0 V E[ee ]0 sit#s o i*jj 1,t,j It ja
(continúa...)
114
Los resultadosdela estimaciónennivelessepresentanenel cuadroJV.2. En las columnas(1) a (4) se ofrecenlos resultadosobtenidosbajo
un modelo de efectofijos y en las (5) a (8) los alcanzadosbajo un modelo
de efectosaleatorios,distinguiendolas estimacionessegúnlas variables
esténdefinidasen ecuso en paridadde poderde compra.
En la primera columna de cadabloque (1), (3), (5) y (7) se
presentael resultadoobtenidocuandola variable riquezaconsideradaes
la del final del períodocorriente, w, y bp~. En las columnaspares, en
cambio, seconsideraque la variable relevantede riquezaesla del finaldel períodoprecedente,es decir, la disponibleal inicio del períodow~1
y bp~1.
En concreto, bajo el modelo de efectosfijos, la riqueza privada
aparececomo estadisticamentesignificativa, con signo positivo, tantocuandoseelige su valor a final del período, w~, como cuando se opta por
(61( . . continuación)
E[u1u) = O su #j
En este caso, el estimador de mínimos cuadrados generalizados(MCG) se puede ver como el obtenidode transformarlas variablesde lasiguientemanera:
y1, -
y12 -
[Yit —
T
dondee=1- £ y =
(Ta~ + a)
y la misma transformaciónpara las x1. Los MCC se obtienen de laregresión de estas desviaciones de las y sobre las mismastransformacionesen las x. En el apéndiceV puede encontrarseunadiscusión más exhaustiva sobre esta especificación.
115
en Ecus de 1985
(1) (2)
0,69 ** 0,69(16,79) (16,11>
0,02 **
(2,70)
— 0,03<2, 84)
—0,42 ** —0,36 **
(2,73) <2,02>
—0,74 ** —0,79 **
(8,34) (8,95)
0,33 ** 0,39 **
(2,79) (3,06)
—0,06 —0,11<0,86) (1,49)
—0,24 —0,28<1,22) (1,37)
0,06(2,31)
0,07(2,67)
en PPC de 1985
(3> (4)
0,72 ** 0,71 **
(18,59) (17,87)
0,03 **
<2,74)
0,03 **
<2,95)
—0,53 ** —0,47<3,59> <2,74)
Efectos aleatorios
en Ecus de1985
(5> <6>
0,65 ** 0,65 **
(20,88> <21,14)
0,06(7,92)
0,06<8, 75)
—0,38 ** —0,43 **
<4,43> <4,39)
En PPC de 1985
(7) (8>
0,67 ~, 0,66<23,87> <24,42)
0,06 ** —
(7,69)
— 0,06**
<8,54>
—0,34 ,~—o,37 **
<3,65) <3,57)
—0,73 ** —0,79 ** —0,68 ** —0,70 —0,65 ,~-0,68 **
(8,52) (9,39) (8,77> (9,24)’ (8,91) <9,30)
0,41 0,46
(3,43) (3,57)
—0,08 —0,11(1,01) (1,47)
—0,03 —0,08(0,36) (1,00)
—0,09 —0,07(1,47) (1,07)
—0,05 —0,09(0,62) (1,07)
—0,10 —0,07(1,49) (1,10>
—0,01 0,006<0,07) (0,04)
0,005(0,26)
0,005(0,23)
CUADRO 131.2. CONTRASTE DE LAS HIPÓTESIS RICMtDIAIIA Y DE AUSENCIA DE VELO SOCIETARIO
ESTIMACIÓN mu NíVELES
0,986 0,987
0,65
E0: (dc/dy) + (ac/ese> =
2 (1) 0,30xi
<2) —0,54
0,55
o
1,79
1,34**
E0 :a±bk=aIb <3) 10,96 10,95<~ [48,55] [48,48]
H0:a b a1 b <~> 12,87** 11,671< k [6,103] [6,96]
**
39,47 41,33[8] [8]
118 111
—0,42 ** —0,46 0,16 0,17(2,12) <2,35) (0,95> (0,97)
0,05 **
(2,23)—0,002(0,12)
0,994
0,67
0,003
—0,06
9,55[48,55]
0,07(2,79>
0,994
0,58
1,08
—1,04
9,95[48,48]
** **
12,92 12,21
[6,103] [6,96]** **
40,12 42,87[8] [8]
118 111 118
—0,005(0,24)
111 118 111
otas: Entre paréntesis, estadístico t. T esestimacion.
el númerode observacionesincluidas en la
1) Contraste de Wald de la hipótesis de igualdad de J.os coeficientes de y~ y de se~ (con signonegativo).
ac ac2> Estadístico t en el contraste — +
ay ase
3) contraste r sobre igualdad de coeficientes entre los £ países, donde las a~ son loscoeficientes de las constantes de país y bkl ea el coeficiente estimado para la variable3< del país i. Entre corchetes figuran los grados de libertad. En el apéndice iv sedescribe su formulación.
Efectos fijos
ji
4> Contraste de Hausman de efectos fijos venus aleatorios. Entre corchetes, los grados delibertad.
incluir su valor al inicio del periodo, wti. Además, el coeficienteno se
altera con una u otra definición de la variable. Asimismo, el consumopúblico (gr) aparece como estadísticamente significativo, y con signo
negativo, lo que no encajaríacon el enfoquekeynesianoy apoyaríalainterpretación de que el consumo público y el privado son sustitutos. El
hecho de que el coeficientese estimeentre -0,53 y -0,34 indica que la
sustitución entre consumo público y privado es relativamentereducida,y en ningún caso es perfecta. Asimismo, los resultadosobtenidosparalos
impuestos (z~) y los pagos por intereses(gil) van en la dirección de
respaldar la hipótesis ricardianaya queno aparecencomoestadísticamente
significativos, lo quepuedeserindicativo de que las familias integran la
actividad del sector público en sus decisiones. Por su parte, las
transferenciascorrientes (tr~) tienen el signo positivo esperadoy son
ademásestadísticamentesignificativas, lo que puede significar que la
redistribución canalizadaa travésde ellases efectivaenel sentidode que
detraenrentadesectoresconreducidaspropensionesal consumo,quese
correspondenconfamilias con rentasaltas,y las repartena sectoresconelevadaspropensionesal consumoy asociadasa familias con niveles de
renta reducidos. El resultado obtenidopara el coeficiente del ahorro
empresarial(ser),queaparececomoestadísticamentesignificativo, refleja
que los agenteseconómicosno ven al sector privado como un conjunto
homogéneo.El contrastesobrela hipótesisde queserasgaparcialmenteel velo societario, de maneraque el coeficiente de la renta nacional es
distinto al del ahorro empresarial (con signo negativo) no permite
rechazarla hipótesis nula de queson iguales, de maneraque las familias
no tienenen cuentael volumende beneficiosretenidospor las empresas
al adoptarsus decisionesde consumo.El resultadoaquíobtenidoindicapuesqueun aumentoen los beneficiosno distribuidos endetrimentode los
distribuidos-de maneraque la rentanacionalno semodifica, pero si que
disminuye la familiar- reduce el consumode las familias y su ahorro,
aunqueel nivel del ahorronacionalaumentaimpulsadopor el crecimiento
del empresarial.
Por último, el hechode que la deudapública aparezcacon signo
positivo y significativo tanto cuando es la del final del período como
cuando se consideraque la relevantepara las decisioneses la del inicio
del períodobajo el modelode efectosfijos, no estáen consonanciacon los
116
postuladosde la hipótesisricardiana.Esteresultadoseñalaquela deuda
pública es consideradacomo riqueza netay que, por lo tanto, afecta
positivamenteal consumo.
Bajo el modelo de efectos aleatorios, todos los resultados semantienencon la excepciónde los referidos a transferenciasy a deuda
pública. Concretamente, las transferencias no tienen el signo positivo
esperado,aunqueno son estadísticamentesignificativas y la deudano
forma parte del conjuntode variablesrelevantespara las decisionesdeconsumo.En resumen,el modelodeefectosaleatoriosestámásensintonía
con la hipótesisricardianaque el modelo de efectosfijos. En cambio, el
resultadoobtenidoparael ahorroempresarialrespondea los postulados
keynesianos,lo que implica que las familias no rasganel velo societario.
El resultado del contraste de Hausman, que se incluye en lapenúltimafila del cuadroIV.2, y cuyadescripciónfigura en el apéndice
V de la tesis, indica que los datosrechazanla hipótesisnula de ausencia
de correlación entre los efectos y los regresores.Por lo tanto, los
resultados compatibles con la estructura de las seriesparalos paisessonlos obtenidosbajo el modelo de efectosfijos, y no los que se presentan
bajo el modelode efectosaleatorios~7~.
<~> Como ejemploilustrativo de los resultadosobtenidosbajo modelosalternativos,sepresentanaquí los valoresde los coeficientesobtenidosbajoel modelomásrestrictivo, quesuponeunaúnicaconstantee idénticapendienteparatodos los paísesy períodos,demaneraque no setieneencuentala heterogeneidadde la informacióndisponible (entre paréntesisfiguran los estadísticost).
en ecus
c - 0,24 • 0,61 Y + 0,08 w - 0,47 q -0,2? tr - 0,81 se - 0,05 r + 049 gí- 0,06 bPtt t t t t t t t
(2,37) (20,81) (12,87) (5,45) (4,07) (7,49) (0,79) (2,48) (3,06)
en ppcs
c — 0,51 + 0,63 Y + 0,08w— 0,44 g — 0,28 tr — 0,57 se — 0,05 y • 0,33 ql — 0,06 bPtt t t t t t t(3,49) (24,01) (12,18) (4,74) (4,02) (7,24) (0,82) (2,21) (3,19)
Bajo esta especificaciónel consumopúblico, con signo negativo,influye sobre las decisiones de consumo privado de los agentes,mientrasque las transferenciastienen un impacto negativo y significativo, en
(continúa...)
117
Sin embargo, estas estimaciones del cuadro IV. 2 parecen adolecer
de un problema de autocorrelaciónen los residuos, lo que, aunquenoproduce sesgos en los coeficientes puede llevar a problemas de
eficiencia<B>, Una posible manerade abordaresteproblema es estimarel modelo en primeras diferencias, lo que implica que se obtienen
únicamentelos coeficientesde cortoplazoo de impacto,conlos resultadosque sereflejan en el cuadroIV.3<9).
Lo primeroquedebecomentarseesquecuandoseincluyentodoslos
regresoresen la especificación, la riqueza no tiene significatividad
estadística (columnas (1) y <4)). Si se construye la variable detransferenciasnetas (nrg = tr~ + gi~ - Te), la riquezaaparececomo
marginalmentesignificativa, manteniéndoselos resultadosparael restode
las variables(columnas(2) y (5)). Asimismo,sino setienenencuentalosefectos distributivos (columnas <3) y <6)), también aparece comosignificativa. La presencia de multicolinealidad o bien la posible
dependenciadeambasvariablesconrespectoal ciclo podríanexplicareste
resultadoya que la riquezacreceen la faseexpansivadel ciclo, cuando
las transferencias caen.
contradicción tanto con el enfoquericardiano como con el keynesiano.Asimismo, la deudapública aparececomo estadísticamentesignificativa,pero con signo negativo, lo que se hacedifícil de interpretar, aunquetambiénesel resultadoobtenidopor Kormendi. En todo caso,y segúnsedesprende de los contrastes deF recogidosen lasdosantepenúltimasfilasdel cuadro1V. 2, lasestimacionesno admitenlas restriccionesdeigualdadimpuestaspor estemodelo.
<8) La presenciade estructuraen los errorespuedereflejar en este
caso un problema de variables omitidas, derivado de la imposición decoeficiente~ ~o’r” n e~ nRra todos los países pera 1a~ nendientes. Enrealidad, los contrastesde F sobre igualdad de coeficientespermitenrechazar la nula tal como se recoge en las filas H
0 a1 bk = a1b~1yH0 :ab a1 b.
1<
(9) En el próximoepígrafeseincluye unaversióndinámicadel modelo.Cabeseñalarque los contrastesLM efectuadossobreestaespecificaciónen primeras diferencias señalanque se observa en algunos casosautocorrelaciónde primerorden-fila LM(AR<1))-, queseha impuestoaldiferenciar, pero nunca de segundoorden -fila LM(AR(2))-, lo quepodríaton,arsecomoindicio dequela estimaciónennivelespuedeserunabuenaaproximacióna las relacionesde largo plazo.
118
CUADRO IV. 3. CONTRASTE DE LAS EXPÓTESIS RICARDIANA Y DE AUSENCIA DE VELO SOCIETARIO
ESTIMACIÓN EN PRIMERAS DIPERENCIAS BAJO NCO
~1
en ECOS de 1985
<1> <2> (3>
0,62 **
(13,13)
0,007
<0,47)
0,63 **
<13 , 54)0,58 **
(12,32)
0,02 *
(1,63)
en PPC de 1985
<4> <5> (6)
0,63 **<13,90)
0,006(0,43>
0,65 **
(14,39)0,60
(13,09>
0,02
<1, 54>
0,02 **
(1,99)
—0,20(1,36>
—0,10<0,77)
0,04(0,26>
—0,38 —0,41 ** —0,40 **
(4,76) <5,17> <4,94>
0,33 **
(2,37)
—0,04(0,50)
0,19<0,95>
0,03(2,01>
—0,23<1,55)
—0, 13(0,91>
—0,03<0, 18>
—0,38 —0,41 ** —0,39<479)~ <5,28> <4,83>
0,34 **
(2,50)
—0,07(0,90)
0,007<0,03>
—0,04(0, 50)
0,06<0,33>
0,10(1,47)
0,02(0,69)
0,04(1,61)
0,07(2,21)
0,747 0,742 0,749
0,02(0,91)
—0,06<0,74)
—0,04<0,18>
0,11(1,59)
0,03(1,37)
0,05 *
<1,92)
0,773 0,769 0,768
DW
LM <AR<2fl1<’3
H0: <aclay) +(ac/ase) = O
2 (2) 16,02XI
4,00
H b - b (4)O It Id
T
2,69(48,55]
111
14,22**
8,21**
3,77
**
2,86
3,02 2,52[36,69] [42,55]
111 104
19,17
4,38
2,58
(48, 55]111
16,73**
4,09
10,98
3,31
3,00 2,81rlg$.Q1 rA~r~i
—, J
111 104
Notas: Entre parénteBis estadístico t.estimación.
T es el número de observaciones incluidas en la
<1) contraste LM de autocorrelación de primer, LM<AR(1)) y de segundo orden, LM(AR(2)>.
(2) contraste de Wald de la hipótesis de igualdad de los coeficientes de y~ y de se<con signo negativo). t
<3) Estadístico t en el contraste Bc + acay ase
(4) contraste F sobre igualdad de coeficientes entre los i paises donde b es elIttcoeficiente estimado para la variable k del país i. Entre corchetes figuran losgrados de libertad. En el apéndice IV se detalla la formulación de este contrastey se recogen otros contrastes de homogeneidad realizados sobre estasespecificaciones.
Ay~
Awt
Aw~1
Ase~
Atr~
Ar~
Agi~
Antg~
AbP~
Abp~1
1,51
4,39
3,79
1,55
3,77
3,63
1,63
2,07
2,05
1,49
4,95
4,25
1,51
4,69
4,27
1,58
2, 72
2,33
t u
El otro resultadoque llamala atención,ya quedifiere del obtenido
cuandolas variablesseespecificanen niveles, es que el coeficientede
consumo público disminuye de manera sensible y pierde toda
signíficatividadestadística,lo queparecequeestáen líneaconel enfoque
keynesiano,sin entraren contradiccióncon la hipótesisricardiana. Talresultadopodríareflejar la diferenterespuestaqueseobservaenel cortoy en el largo plazo: mientras a corto no se observa ningún impacto, a
largo, la respuesta es negativa. El análisis dinámicoque se abordamás
adelantepermitirá determinarsi estainterpretaciónesadecuada.
Asimismo, tal como ocurría en la especificaciónen niveles, loscoeficientesde los impuestosy los pagosde interesesno tienenningún
poder explicativo, lo que estáen línea con la hipótesisricardiana. En
cambio, las transferencias, tanto netas como brutas, influyen
positivamente sobre las decisionesde consumo.
De nuevo, el ahorro empresarial aparece como negativo y
estadísticamente significativo, pero en este caso parece que puede
rechazarse la hipótesis de que no forma parte de la variable renta
relevanteparalas decisionesde consumode las familias. En concreto,los
dos contrastessobre la relación entre los coeficientespara la rentanacionaly el ahorroempresarial(con signonegativo) realizadosy cuyos
resultadossepresentanen las dosantepenúltimasfilas del cuadroIV. 3,
permiten rechazar la nula de igualdad, lo que implica que el ahorro
empresarial (los beneficios no distribuidos) tiene un impacto sobreel
consumo menor que el que puedan tener> por ejemplo, las rentas
salariales. El velo societario es sólo parcialmente transparente.
En cuanto al papel de la deuda pública, se observa que cuando se
considera la acumulada hasta final del período corriente (bp~) no parece
incidir sobre el consumo, de manera que a corto plazo no se considera
como riqueza. En cambio, cuando se incluye la del inicio del periodo
(bp~1), (columnas (3) y (6)) parece que setratacomoriquezaneta,como
ya ocurríabajo la estimaciónen niveles.
Por lo tanto, no hay evidencia clara de que los consumidores
europeos respondan a patrones de comportamientomás acordescon la
119
hipótesis ricardiana que con la hipótesis keynesiana, por lo que respecta
a los efectos de las variables del sector público y en ningún casoparece
observarse una ausencia total del velo societario.
Aunqueestaambigtiedaden los resultadoses comúna gran parte
del análisis empírico realizadoen estaárea, merecela pena analizar laincidencia de una serie de factores, que hasta ahora no han sido
considerados, y que pueden contribuir a echar un poco de luz sobre estos
resultadospoco concluyentes. En concreto, la existenciade posibles
sesgos de simultaneidad,la definición de las variablesdel sectorpúblico
que entran en la especificación, sobre todo, la de consumo público y la
presenciade dinámica, son analizadosen el siguiente apartado. La
heterogeneidad en los coeficientes estimados para los distintos paises es
abordada en el apartado IV.5 así como en el apéndice IV.
IVA. Contraste adicional sobre las hipótesis ricardiana y de ausencia de
vela societario
Una cuestión que no ha sido tenida en cuenta hasta ahora y que
puede afectar a los resultados obtenidos es la posible endogeneidad de
alguno de los regresores, como pueden ser la renta nacional, la
empresarial, la riqueza privada y los impuestos. Tal consideración
requiere la estimación de la ecuación por variables instrumentales y dado
quese0ptapor estimaren primerasdiferencias,los instrumentosválidos
para las endógenasson los fechadosen t-2 o anteriores.
Los contrastes de exogeneidad realizados, cuya formulación se
describe en el apéndice III y cuyos resultados se recogen en el cuadro
Allí . 2 deaquel apéndice, parecen señalar que sólo la riqueza al final del
período (w~) y la deuda pública (bp~), cuando esta se incluye, no admiten
la hipótesis nula de exogeneidad. Sin embargo, en la medida que las
decisiones de ahorro de las empresas pueden venir influidas no sólo porel ciclo económico sino también por las decisiones de ahorro de las familias
y se quiere controlar por la existencia de esta posible interrelación, se
0pta por instrumentaría también.
120
En el cuadro IV. 4 se presentan los resultados obtenidos cuando la
rentanacional,el ahorroempresarialy la riquezaprivada son tratadas
como endógenas. Los instrumentos utilizados han sido los retardos
segundoy tercero de estasvariablesy la contemporáneay los retardosprimeroy segundodel resto de variables<’0~.
Pareceque, de nuevo, seobtieneevidenciade que el consumodel
sectorpúblico no influye sobrelas decisionesde consumode las familias,
lo que está en consonancia con el enfoque keynesiano, aunque nada dice
sobre la satisfacción de la hipótesis ricardiana. Sin embargo, tampoco los
impuestos parecen afectarel consumodel sectorprivado, lo quefavorecela interpretaciónde que las familias actúandeacuerdocon la hipótesisdeneutralidad. Si en vez de la riquezaal final del periodo seincluye la del
principio (w~_) <columnas (2) y(S)), de manera que esta variable pasa
a ser consideradacomo predeterminada,se obtienen el mismo tipo de
resultados. No obstante, si se incluye la variable de deuda pública(columnas(3) y (6)), éstaaparececomoestadísticamentesignificativa, lo
que, estáen contradiccióncon la hipótesisde neutralidad.
De las columnas(1) y (2), (4) y (5) parecededucirseque empresas
y familias constituyen una unidad agregada, de manera que variaciones
en la renta disponible de las empresas tienen el mismo impacto sobre el
consumo que variaciones en la renta disponible de las familias, ya que
estas rasgan completamente el velo societario. Sin embargo, al incluir la
(10) Los resultados son muy similares si no se instrumentan ni la renta,
ni la riqueza. Cuando no se instrumentan los beneficios retenidos, estosaparecen como estadísticamente significativos, manteniéndose el resto delos resultados. En concreto, se obtiene
en ecus
Ac~ = 0,54 Ay + 0,04 Aw~ - 0,15 A9~ - 0,31 Ase + 0,02 Art
(4,46) (2,82) (0,67) (2,00) (0,16)
en ppc
ño 0,55 Ay~ + 0,04 Aw - 0,15 ~ - 0,30 Ase + 0,03 Ayt t t(4,58) (2,83) (0,79) (1,89) (0,22)
siendo los instrumentos ~ ~ ~ w3, ~,
9t-1’ ~t-2’ t 1’ t2
y, r , yt t-1 t-2
121
CUADRO IV.4. CONTRASTE DE LAS HIPÓTESIS RICARDIANA Y DE AUSENCIA DE VELO SOCIETARIO
SIMULTANEIDAD (1)
en ECUS de 1985
(1> <2> (3>
0,57
(3 , 02)
0,03
(1,98>
0,60
(3,31>
0,63
(4,41)
en PPC de 1985
<4> <5> (6>
0,54
(3, 16>
0,57
(3,47)
0,65
(5, 08)
0,03**
(2,07)
0,03
(2,00)
—0,13
(0,63)
—0,23(0,83)
—0,13
(0,66)
—0,26
(0,97>
—0,0004 —0,02
(0,002> (0,13)
0,7 19
1,48
0,728
1,51
(ac/ay) + (ac/ase) = o
97 97
Entre paréntesis estadístico t. T es el número de observaciones incluidas en la
estimación. Véanse notas al cuadro IV.2.
(1) Estimación en diferencias por variables instrumentales.
Instrumentos en columnas (1) y (3>: ‘~-2~ ~t3~ w~2, w~3, 9~ ~ ~ ~
55t3~ ~
t ,tt-1 t—2
en columnas (2) y (5): y~2, ~ w~1~ w~2, w~3, ~ ~ ~ se~2. ae~3~
en columnas (3) y <5): ~ ~‘t-3~ W1, W~~2t W~3~ s~ ~ ~ se2, se~3t
0,02
(1,53>
A se t
0,03
(2,05)
—0,11
(0,48>
—0,19
(0,77)
0,03
(0,18>
0,02
(1,67)
—0,09
(0,45)
—0,48
(2,21)
—0,11
(0,76)
—0,11
(0,53)
—0,23
(0,92>
0,005
(0,03)
0,02
(0,08)
—0,52(2,22)
—0,12
(0, 75)
0,08**
(2 , 45)
0,743
1,72
0,06
(1, 74)
0,749
1,43
2
t
0,758
1,47
0,768
1,65
0,58
0,76
97
1,39
97
1,18
97 97
deuda pública en la especificación (columnas (3) y (6), el ahorro
empresarial aparece como marginalmente significativo y según los
contrastesefectuadosno puederechazarsela hipótesisnula de igualdad.Por lo tanto, cabe inferir que si los beneficios empresarialesno se
distribuyen no influyen sobrela decisiónde consumir.
Otra de las cuestionesque podríaplantearsees si sehan omitidovariables relevantes para el análisis. Dado que, tal como se ha indicado al
principio, la disponibilidad de información no permite modificar la
definición del consumoprivado elegido, la primeradudaque surgees s~la variable de consumopúblico es la pertinente. Hastaaquí sólo se ha
incluido ~ que recogetanto las comprasdebienesy serviciosrealizadas
por el conjuntode lasAdministracionesPúblicas,como la remuneraciónde
asalariadosdel sector público. Gran parte de estaremuneraciónestá
destinadaa pagar a los enseñantes,a la policía, y a los distintostrabajadoresde la sanidadpública, que bien puedenconsiderarseunos
sustitutosmenosqueperfectosen el consumode estosmismosbienesen
el sectorprivado. Porlo tanto, pareceadecuadoquehayasido estegastoel que se haya incorporadoen la especificación,aunquelas diferencias
entrepaísesen la composicióndel consumopúblico puedenserrealmente
importantes. Las pruebas realizadascon la inclusión de la inversión
pública, (igl), -gastoque no sólo puedeinfluir sobreel déficit, sino queademáspuede proporcionarutilidad futura-, y que se recogenen el
cuadroA4 .1 del apéndicea estecapituloseñalanquetampocola inversión
públicainfluye sobreel consumoprivado, demaneraqueno hayevidencia
de queel gastopúblico tengaun efectode crowding out directo<11>.
<~~> Otra de las limitacionesasociadasa la informaciónutilizadaesqueel dato de deudanública consideradoen las ~stLrn.aciopngp~ nl total d~lpasivo quelasAdministracionesPúblicastienenpor esteconcepto,por loque incluye tanto la queestáen manosde residentescomo la queestáenmanosde no residentes.Cabeargumentarque la que estáen manos deresidentessela debenlos propios nacionalesa si mismos,mientrasque laque está en manos de no residentesse la deben los nacionalesa losextranjeros. El hecho de que la deudaestéen manos de no residentespuedeserun motivo que justifique la no satisfacciónde la hipótesis deneutralidad,ya quelos interesesdevengadospor la deudavana pararaextranjeros mientras que se financian con impuestossatisfechosporresidentes,lo quecomportaunatransferencianetaderiquezaal exterior.
(continúa...>
122
Tampoco la inclusión de las transferencias corrientes a las empresas
altera significativamente los resultados obtenidos y dado que no se ha
encontrado evidencia de compensación total entre el ahorro familiar y el
empresarial se ha optado por presentar todos los cuadrosde resultados
incluyendo sólo las que se dirigen a las familias.
Una vez analizados los resultados obtenidos cuando se considera la
posible presencia de endogeneidad y discutidas las distintas definiciones
de las variables que aparecen en la ecuación, se propone estimar una
forma dinámica del modelo, que permitaconciliar los resultadosobtenidos
con niveles y los obtenidos con las variables definidas en primeras
diferencias.
La especificación dinámica de una función de consumo puede
justificarse sencillamentepor la existenciade procesosde ajusteen la
toma de decísiones<2>.Cabría discutir la posibilidad de estimar un
(11)( continuación)
Las pruebas realizadas para determinar si existe una distintarespuesta del consumo a deuda en manos de residentes y no residentes nohan resultado muy productivas ya que se dispone de series muy cortaspara muy pocos paisessobre deuda desglosadapor tenedores. Por lotanto, aunqueuna primera conclusiónpodría ser que no hay diferenciaentre ambostipos de deuda, esun resultadomuy preliminar y tentativo.
2 (12) Un mecanismode ajuste parcial podría formularse, de manerageneral como:
- = A(y~ - y~~1) + ut
donde y viene dado por
= o + I3x~
Si se reescribe la ecuación de ajuste parcial como
Y~
y sustituyendo en la definición de nivel óptimo, se obtiene
(continúa...)
123
modelo con mecanismo de corrección del error que permitiría conocer el
proceso dinámico que acaba configurando las relaciones de equilibrio.
Dado que no existen todavía trabajos realizados en el área de modelos con
mecanismo de corrección del error ni de cointegración bajo un marco de
panel y dado que aquí se dispone de un panel incompleto por lo que
tampoco es posible determinar con claridad el orden de integración de las
series utilizadas, se 0pta por estimar un modelo dinámico menos
estructural y con menor contenido teórico pero que puede justificarse por
un proceso de ajuste parcial, derivado de la existencia de inercias o de
consumidores sujetos a restricciones de liquidez.
El modelo general estimado incluye todos los valores contemporáneos
y retrasados de las variables, así como los retardos primero y segundo del
consumo privado. Los resultados para el corto y el largo plazo se resumen
en el cuadro JV.5, mientras que en el cuadro A4.2 del anexo a este
capítulo se incluye el detalle de las estimaciones.
Tal como se observa en la columna (9) de resumen, a corto plazo ni
el consumo público ni los impuestos influyen sobre las decisiones de
consumo de las familias. En cambio si que tienen incidencia positiva las
transferencias corrientes, tanto brutas como netas indicando que la
redistribución operada a través de ellas favorece, como mínimo en el corto
plazo, a los sectores con una propensión marginal al consumo elevada.
Asimismo, se desprende que los beneficios no distribuidos tienen un
impacto diferenciado al del resto de componentes de la renta nacional
sobre el consumo, de manera que parece que las familias se comportan
como si consideraran la renta de las empresas sólo como parcialmente
propia.
A largo plazo, el panorama no cambia sustancialmente, con la
excepción de la respuesta inducida por las transferenciasy el ahorro
empresarial. En el caso de las transferencias netas sólo si no se tiene en
(12)( continuación)
Aa + AI3x~ + (1 - A)y~1 + ut
queesunaformulacióndinámicaqueno imponeningunaestructuraen loserrores.
124
CUADRO IV. E - HIPÓTESIS DE EQUIVALENCIA RICAEDIAIIA Y DE AUSENCIA DE VELO SOCIETARIOESTIMACIÓN DINÁMICA
0,65 0,67 0,66 0,65<11,85) <12,12) <22,07> <12,38>
—0,22 —0,05 —0,07<2,08> <0,25> <0,39>
—0,50 —0,49 —0,53 —0,51(4,81> ~ (5,06) (5,03>
0,39(2,52)
—0,10(1,09)
0,19 0,16 0,15<2,44> <2,04> (1,96>
** * fi
2,53 1,78 1,93
(ac/ay) + (ac/ase> = O
1,91
CoeficienteS a corto plazo(entre paréntesis,estadístico t)
0,66 0,67 0,67 0,66(12,47> <12,61> <12,58> <12,98>
—0,27 —0,11 —0,15<1,34> <0,59> (0,77>
—0,50 —0,48 —0,52 —0,49<4.~~) <4,71) <4,~~> <4,88>
0,37(2,43>
—0,10(1,08>
0,17 0,15 0,14<2,21> <1,86> (1,79>
** ** ** **
2,11 2,79 1,99 2,23
Coeficientes a largo plazo(entre paréntesis, estadístico t)
en ECUS de 1985
(1> <2) <3) <4)
en PPC de 1985
(5) <6> (7) <8)
E0: <Sc/&y)
0,59 0,59 0,56 0,62<4,67> <4,30) <4,18> <6,59)
0,03 0,05 0,04 0,05(1,12) <2,22) (1,49) <2,11>
0,001 0,39 0,31(0,002> (0,73) (0,59)
—0,98 —0,85 —0,95 —0,96(3,35> <2,63> (3,21) (3,57)
0,43(1,05>
—0,14<0,51)
0,07(1,33)
+ <oc/ase> = O
1,31
0,59 0,21 0,21(2,15) (0,79) <0,82)
0,06 0,04(1,17) (0,83)
0,82 1,31 1,20
0,62 0,61 0,59 0,63(4,94) (4,63> <4,56> <6,95)
0,03 0,05 0,04 0,05(1,15) (2,26) (1,62) (2,09)
—0,06 0,33 0,19 —
(0,12) (0,62> (0,38)
—1,00 —0,89 —0,99 —0,94(3,51) (2,84) <3,40) <3,44)
0,47<1,14>
—0,15<0.55)
— 0,53 0,072 0,20(2,06) (0,18) (0,79)
0,05 0,03(0,96) (0,61)
0,06<1,08)
1,29 0,90 1,32 1,09
Todas las estimaciones han sido realizadas bajo MCOcon variables artificiales paracada país. La última línea de cada parte del cuadro recoge el estadístico t delcontraste de igualdad entre el coeficiente de se <con signo negativo) y el de y. Enla última columna, +1—/O indica que hay impacto positivo/negativo/nulo.
Resumen
<9)
+
o
t
+
o
+
*
+
+
o
o
o
t
01+
otas:
o
cuenta el papel de la deuda aparecen como estadísticamente significativas.
Por otra parte, las familias no consideranla rentade las empresascomo
un componente adicional de la renta relevantepara sus decisiones.
Asimismo, la deuda no parece pesar en las decisiones de consumo por lo
que no parece que seaconsideradacomo riquezapor los consumidores.
En resumen, los consumidoresparecenrespondera postulados
acordes con la hipótesisricardianapor lo que respectaa deudapública y
a transferenciasnetasde impuestos,ya queningunade las dosvariables
aparececomo estadísticamentesignificativa enel largo plazo. En cambio,en el corto, parece que las transferenciaspueden tener un impacto
positivo de estímulo al consumo, que no contradice en ningún caso la
hipótesis ricardiana. Por otro lado, la evidencia recogida sobre la
ausenciade efecto del consumopúblico sobreel privado respondemás al
esquemakeynesiano,indicandoen cualquiercasoqueel consumopúblico
no es ni sustitutivo ni complementariodel privado o, al contrarioque enel agregadoambasrelacionessecontrarrestan.Asimismo, los resultados
obtenidos para el ahorroempresarialseñalanquea largoplazoel impacto
de las decisionesde la empresaen materiade repartode beneficios secanalizaexclusivamentea travésde la rentadisponiblede las familias: en
otras palabras, los beneficios distribuidos afectan positivamentea las
decisionesde consumoy los no distribuidos no tienenningunaincidencia
sobre esta variable.
IV .5. Papel del nivel de endeudamiento público y de la renta per capita
Algunas características observables o rasgos que definen la
estructura económica de los países analizados podríancontribuir a matizar
los resultadosobtenidosparael agregado.En realidad, debidoa la falta
de gradosde libertad, no esposiblecontrastarsi bajo el modelodinámico
aquí estimado se admite la hipótesis de que todos los coeficientes para
todos los paísesson iguales (con la excepciónde la constanteque sepermitequedifiera entreellos>. La respuestadel consumoa las distintas
variablesno parecea priori queseahomogéneaentrepaíses,tal como se
deducedel resultadodel contrastede F presentadoen el cuadro IV. 2,
125
bajo la estimación en niveles de un modelo de efectosfijos~’3>, ya queseñala que los datos no admiten un tratamiento igual para todos los países,
sugiriendo así la necesidad de buscar agrupaciones que satisfagan la
restricciónde igualdadde coeficientesimpuesta.
Una de las característicasque podría serrelevantees el nivel deendeudamiento público de los países.La posibilidad de una respuesta
diferenciada según el nivel de endeudamientoestaría en línea con laposibleexistenciade ilusión fiscal, por la quesepercibequeel costede
la provisión de un bien público es menor que su coste real. Cabe pensar
que los paísescon un nivel reducido de endeudamiento público tienen
tendenciaa infravalorar el costede los déficit público y, por lo tanto, nodescuentanlos impuestosfuturos, mostrandociertadosisdeilusiónfiscal.
Esto esasí ya que el hechode que tenganuna ratio deuda/PIBreducidaesseguramenteel reflejo de la escasaimportanciadesusdéficit pasados.
En cambio, los consumidores de los países con nivel elevado de
endeudamientoseríanmás sensiblesa los déficit observadosy a su coste
de financiación futura. Otra posible agrupaciónde los paísesvendría
determinadaporsusnivelesde rentaper capita, bajo el supuestode queexiste una asociación positiva entre nivel de renta y nivel de desarrollo
del sector público y de los sistemas fiscales. Si así fuera, cabría esperar
que el consumopúblico de los paísescon niveles de rentaelevadafueracomplementarioy no sustitutodel privado, ya quelasnecesidadesbásicas
de lapoblaciónestaríansatisfechasy el gobiernoactuaría,esencialmente,
para complementar y cubrir necesidades no primarias.
El métodopropuestoaquíparapermitir y contrastarla posibilidad
de una respuesta diferenciada entre los paísesagrupadossegúnestas
características,se basaen la estimaciónde coeficientesdistintos para
cada grupo de países. En concreto, se estimala función de consumo,
habiendoagrupadolos paísessegúnel nivel de endeudamientoo segúnel
nivel de la rentaper capitaenun grupode nivel altoy un grupode nivel
reducido.A partir devariablesartificiales multiplicativas seestimandos
(13) En la estimaciónen primerasdiferencias(cuadroJV.3), aunqueen
puridadtampocosuperala restricciónde coeficientesidénticosparatodoslos paísesa un 10%, silo superasi se abremásel intervalo de confianza.
126
coeficientes para cada una de las variables explicativas, lo que
proporciona la respuesta diferenciada según cada una de estas
agrupaciones.
Por lo tanto, se propone estimar dos coeficientes para cada
variable. En la primeraecuaciónsedistinguirá entrelos queseobtienen
paralos paísesconun nivel elevadodedeuda,queen lamuestrautilizada
sonReinoUnido, Dinamarca,Italia y PaisesBajosy los quecorrespondenal grupo depaísesconnivel reducidodedeuda,formadopor la República
Federal Alemana, Francia y España. En la segunda ecuación, se
agruparánenun primerconjunto los paísesconunnivel derentaelevado,y queson Dinamarca,RepúblicaFederalAlemana,PaísesBajosy Francia
y en el segundogruposeincluirían los de nivel reducido: ReinoUnido,
Italia y España.
Los resultadosobtenidosbajoestasdosagrupacionesserecogenen
el cuadroIV. 6: cada par de columnas, una correspondienteal nivel alto
y otra al bajo, constituyen las dos partes de la estimación cuyosestadísticos se recogenal pie del cuadro.Lo primeroque cabeseñalares
que ninguno de los dos criterios de agrupaciónrecoge la suficiente
heterogeneidadcomo paraadmitir la igualdad de coeficientesentresus
propios paísesmiembros. Las pruebasefectuadascon la inclusión de un
grupo de países de nivel medio, bajo los dos conceptosno resultansatisfactorios, pues los datos siguen sin admitir las restriccionesde
igualdad que todavía se mantienen. Se 0pta por presentar estos
resultados,que, aunqueno concluyentes>puedenecharun poco de luz
sobrela existenciadeheterogeneidaden la respuestadel consumoprivado
a sus distintos determinantes,segúnel nivel de endeudamientodel país
o segúnsu nivel de rentaper capíta.
Los coeficientesestimados,cuandoseagrupanlos paísessegúnel
nivel de endeudamientopúblico, recogendiferenciasclarasentreambos
grupos. Porunaparte, tantoel coeficientede la rentacomo de la riqueza
esmenoren el grupomenosendeudado.Asimismo, el ahorrosocietariono
es significativo en este grupode paises,indicando,por lo tanto, queen
estospaíseslas familias consolidancon el sectorempresarial.En cuanto
al papelde las transferenciasnetasde impuestosse desprendeque en
127
Elevado
en ECUS en PPC
(1) <2>
0,81 0,79
(15,38) (15,41)
0,05 0,05
(4,41> (4,89>
—0,85 —0,86
(4,73) (4,97)
—0,86 —0,79
(8,16> (7,58)
0,11 0,04
(1,59) (0,57)
0,006 —0,002
(0,27) (0,11>
1+3 2+4
0,995 0,989
0,63 0,58
9,65
[30,62]
Reducido
en ECUS en PPC
(3> (4)
0,47
<4,22)0,51
(4,44)
0,02 0,04
(1,21) (2,09)
0,78 0,52
<3,06) (1,99>
—0,15
(0,99)—0,22(1,27)
Agrupación según nivel de renta per ¡
capita<2>
en ECUS en PPC
<5> (6)
0,43 0,41
(5,19) <4,75)
0,01 0,01
(1,14) (0,93)
0,62 0,67
(3,02) (2,87>
—0,44 —0,40<3,38) <2,83)
0,07 0,05
(0,73) (0,50)
0,23 0,13
(4,99) (4,42)
5+7 6+8
—1,23 —1,24
(3,71) (4,07)
—0,64 —0,71
(5,12> (6,53>
—0,20 —0,07
<1,33) (0,59)
—0,02 —0,03
(0,80) (1,19>
CUADRO IV. 6. RESPUESTA DEL WNSUI«> PRIVADO SEGUII EL NIVEL DE RENTA
Y DE ENDEUDAMIENTO PÚBLICO
en ECUS en PPC
<7> (8)
9,18
(30,62]
Estimación en niveles con variables ficticias por país. Entre paréntesis, estadístico t.
1) Los países incluidas en el grupo de nivel de endeudamiento elevado son el Reino Unido,Dinamarca, Italia y Paises Bajos y en el reducido son República Federal Alemana, Francia
y España.
2> Los países incluidos en el grupo de nivel de renta per capita elevado son Dinamarca,
República Federal Alemana, Paises Bajos y Francia y en el reducido son Reino Unido, Italia
y España.
3) contraste de igualdad de coeficientes entre paises: bajo la nula existen dos grupos de
paises con coeficientes distintos para cada variable explicativa y una constante distinta
para cada país y bajo la alternativa cada país tiene su coeficiente para cada variable y
una constante distinta para cada país. Entre corchetes, grados de libertad.
Agrupación según nivel de
endeudamiento~’>
Elevado Reducida
0,79(13,12)
0,06
(2,41)
0,82
(15,68>
0,06
(2,72)
0,43 0,48(2,05) <2,16)
Columnas
0,02
(0,67>
—0,01
<0,32)
H:ab=ab0 1 k 1 kl
0,996 0,990
0,57 0,56
8,47
(30,62]
8,66
(30,62]
estospaísestienenun impactopositivo a largo plazo, algo que no ocurre
en el casode los paísescon nivel alto de deudapública. Por último, laevidencia recogida señala que el consumo público es significativo en ambos
tipos de países, pero conunaincidenciade signocontrariosegúnel grupo
al que pertenecen: en concreto,los paisesconunnivel reducidode deuda
pública presentanun consumo público complementariodel privado,
mientras que en los otros paísestiene caráctersustitutivo~’41.
Las diferenciasqueaparecensi la distinción dependedel nivel de
rentapercapitasontambiénsignificativas,perode distintocarácter.Los
paísescon nivel de renta per capita elevadopresentanun coeficiente
reducido tanto en renta como en riqueza pero en cambio, la deudapública
aparececomo estadísticamentesignificativa. Para este grupo de paises el
consumo público es complementario y no sustitutivo del privado, tal como
cabríaesperar.
IV. 5. Resumeny conclusiones
En este capítulo se ha abordado el contraste empírico de las
hipótesisricardianay deausenciadevelo societario,siguiendoel enfoquede Kormendi (1983). Se ha estimadouna función de consumoagregado,
que se integra dentro del marco de la hipótesis de ciclo vital/renta
permanente,utilizando un panel de paises de la Unión Europea. Elcontrastedesarrolladoseproponedeterminar,por un lado, si las familias
actúandeacuerdocon la hipótesisricardianay consolidansuscuentascon
las del sectorpúblico y, por otro, si rasganel velo societario,integrando
su restricción presupuestariacon la del sectorempresarial,de maneraque pueda interpretarse en el sentidode que adoptan sus decisiones de
consumo teniendo en cuenta la renta de ninguno, uno o ambossectores.
(14) En Nicoletti (1988) y Dalamagas (1993, 1994) tambiénseobtieneel
resultado de que los paises con un nivel reducido de deudapúblicamuestranun comportamientono ricardiano. Asimismo, en Karras (1994)serecogeevidenciadequelacomplementariedadesla direcciónquedefinela relaciónentre consumopúblico y privado en la mayoríade paísesqueanaliza. Asimismo, muestraque a medidaquecreceel sectorpúblico sereduceel coeficienteque mide la complementariedady la relaciónpasaasernula o de sustitución.
128
Tambiénseanalizael papeldesempeñadopor la riqueza,conel objetivo de
dilucidar si la deudapública es consideradacomoun componenteadicional
de este stock. Bajo un modelo keynesiano, la variable relevanteparalas
decisionesde consumoes la renta disponible de las familias y la deuda
pública es considerada como parte de la riqueza neta, por lo que
implícitamente se suponeque no se produce ningún tipo de integración
entre las cuentasde los distintos sectores.
Se postulaque la relación entreel consumodel sectorpúblico y el
del sector privado puede ser de sustitución, complementariedado
independencia,lo quecontrastaconel enfoquekeynesiano,bajoel queno
cabeesperarninguna respuestadel consumoprivado a variacionesen elpúblico ya queésteno altera la renta disponible de las familias.
Los resultadosobtenidosno respondende forma global y unitaria
a las versionesmásestrictasformuladassobrecadauno de los postulados
de comportamientoquese estáncontrastando,algo que es habitual en la
literatura aplicadasobreestamateria.No obstante,cuandono seadmite
la posibilidad de que exista dependenciaentre las característicasno
observablesde los paísesy lasvariablesexplícitamentetenidasencuenta
en la estimación de la función de consumo, los agentesparecenactuar
totalmente de acuerdocon los postuladosricardianos. Sin embargo, el
contraste realizado parece rechazar la restricción impuesta de que las
caracteristicas no observablesde cada país son independientesde la
estructuradesu sectorpúblico recogidapor el nivel de consumopúblico,
de transferencias,de impuestosy de deuda, invalidandoasí el resultado
sobre el comportamientode las familias quese deriva de su imposición.
En cualquier caso,de la estimaciónde laespecificacióndinámicadel
modelo se deduce que la renta y la riqueza al principio del período
constituyen las principales variables queexplican el comportamientodel
consumoprivado. La inclusión de ambas variables en la especificación
intentacaptartanto los efectosdeflujos comolos destocky los resultados
obtenidos de dependenciapositiva del consumocon respectoa ambas
variablesson consistentescon las distintashipótesisde comportamiento
que se contrastan.
7129
Por otra parte, el consumopúblico no aparececomo una variable
relevanteparalas decisionesdeconsumodelos agentesprivados, ya que,
aunquepresentaun signo negativo,no esestadísticamentesignificativo,
ni a corto plazo ni a largo plazo. Esteresultadoestáen consonanciaconel enfoquetradicional keynesiano,bajo el que no cabeesperarningún
impacto de] consumopúblico sobreel privado y es indicativo de que la
relaciónentre el consumodeambossectoresni esde complementariedad,ni de sustitución o bien que ambos efectos se contrarrestanen el
agregado.
Mientrasque los impuestosno parecendesempeñarningúnpapelen
la toma de decisionesde consumopor partede los agentesprivados, la
incidencia de las transferencias parece diferir en el corto plazo en relación
al largo. En el cortoplazo, tienenun impactopositivo, implicandoque laredistribución que se opera a través de ellas revierte en colectivos con
mayorpropensiónmarginalal consumo.A largoplazo, noparecequeeste
resultadosemantenga,demaneraquelas transferenciastampocoinfluyensobreel consumo: el impactopositivo que se producea corto plazo, se
desvanece a largo. Podría interpretarse en el sentido de que la
redistribuciónoperadaa partir del juegodetransferenciasno seve como
definitivo o estableen el largo plazo<15~.
El papel de la deuda pública tanto en el corto como en el largo plazo
esnulo, enconsonanciacon la hipótesisde neutralidad,lo quepuedeser
indicativo de que no se consideraque seaun componentede la riqueza
netade las familias.
Por lo tanto, la evidenciarecogidapareceindicar que la respuestadel consumoa las variables del sector público dependedel horizonte
temporalqueseconsidere.En concreto,los consumidoresparecenactuar
en consonancia con la hipótesis keynesiana en el corto plazo, en el sentido
de que la renta disponible de las familias se constituyeen la variable
<15) Asimismo, el resultadoobtenidode quelas transferenciasnetasdeimpuestostienenincidenciaen el largo plazosólo cuandono seincluye ladeudapúblicacomo regresorpuedeavalarla interpretaciónde que, enellargoplazo, deudae impuestossonequivalentes:sin deuda,hay impactoy con deudano lo hay.
130
relevante paralas decisionesde consumo/ahorro.En cambio, enel largoplazo, los consumidoresparecendescontarlos impuestos,integrandola
restricción del sector público en su restricción presupuestariaintertemporal,lo queencajadentrode la hipótesisricardiana.
Sin embargo,los resultadosparecenseñalarque hay diferencias
significativasdecomportamientosegúnel nivel deendeudamientopúblico
y de renta per capita de los países considerados”6~,que pueden
recoger parte de la heterogeneidad presente quelos contrastesefectuados
detectanuí7>. En concreto, aquellos que tienen un nivel elevado derenta~8>, consideran el consumo público como complementario del
privado, mientrasqueaquellosconunnivel reducidoactúancomo si fuera
sustituto, lo queestáen consonanciacon la ideadequeel sectorpúblicoayudaa cubrir enestospaisesunasnecesidadesbásicas.Por otraparte,
laseconomíasconunnivel deendeudamientopúblicoinferior a la mediaen
el periodoanalizadoconsolidansuscuentascon el sectorempresarial,de
manera que el ahorro societario forma parte de la variable de renta
relevantepara las decisionesde consumo,y las familias y las empresasactúancomo si fueran una unidad. En cambio, estospaíses,aunqueno
consideran a la deuda pública como un componente de la riqueza, no
parecen consolidar con el sector público, en la medida que las
transferencias netas parecen influir positivamente sobre sus decisiones
<16) Las pruebas efectuadas utilizando el criterio del tamañodel sector
público aproximadopor la ratio consumopúblico/PIB no parecendetectardiferencias en la respuesta al consumo público, que no aparece comosignificativo, pero sí en las transferencias netas que sólo sonsignificativasparalos paísescon gran sectorpúblico (RFA, ReinoUnidoy Dinamarca). El contraste de la F para la hipótesis nula de que loscoeficientesparalos dasgruposde paísesrecogenla heterogeneidaddetodos los paísestomavalor 7,64
<“~ La falta de grados de libertad ha impedido realizar un contrasteen el modelo dinámico que nos permita determinarsi la restricción dehomogeneidadentrepaísesimpuestaen la estimaciónesaceptadapor losdatos. Sin embargo, los resultados de este contrasteefectuadosobre elmodeloen niveles,asícomoel valor reducidodel estadísticoDW enaquellaestimación sugieren la necesidad de abordar esta cuestión de formaalternativa, tal como aquísepropone.
<‘~ Sólo la RepúblicaFederalAlemana y Francia satisfacenamboscriterios a la vez.
131
de consumo privado: en ningún caso parecen reflejar una forma de actuar
próxima a los postulados ricardianos. Una explicación de tal
comportamiento vendría dada por el hecho de que estos países no tienen
ningún motivo para creer que un recorte de impuestos hoy, que se
compense con una subida de impuestos mañana, vaya a afectar
negativamente al bienestar de los consumidores en el futuro. Bajo este
marco de ilusión fiscal, la reducción impositiva estimula el gasto en
consumo en vez de la capitalización de las obligaciones futuras. Al
contrario ocurre en los paises endeudados, donde el comportamiento de los
agentes es más próximo a los postulados ricardianos, relación que puede
explicarse porque en estos paises la opinión pública está más sensibilizada
con respecto a la carga futura de los déficit actuales (Dalamagas (1993,
1994)). Por lo tanto, la historia de los déficit pasados, sintetizado en su
nivel de endeudamiento, afecta a las decisiones de consumo de los agentes
en el presente.
El papel del ahorro empresarial también es relativamente distinto
según el horizonte temporal considerado, ya que, mientras a corto, los
beneficios no distribuidos inciden marginalmente sobre las decisiones de
consumo de las familias, a largo, no tienen ningún peso. Este resultado,
según el cual los consumidores no rasgan el velo societario en el largo
plazo y sólo parcialmente en el corto, merece un comentario, ya que puede
parecer poco sostenible, sobre todo dado que en el largo plazo los
consumidores parecen rasgar el velo presupuestario y cabe pensar que el
sector empresarial está más próximo al sector familiar que el público.
En concreto, deben tenerse en cuenta una serie de factores, tanto
de índole teórica como derivados de la definición de las variables
utilizadas. Por un lado, la Contabilidad Nacional incluye dentro del sector
familias a las empresas con menos de nueve trabajadores y a los
empresarios individuales. Parece, por lo tanto, que en el caso de
empresas de reducido tamaño, la Contabilidad Nacional consolida de
antemano ambos sectores sin permitir que se pueda contrastar esta
hipótesis de comportamiento para este colectivo. Por otro lado, en el
sector empresarial se incluyen tanto las empresas públicas como las que
están en manos de extranjeros, lo que en muchos países puede constituir
132
unaparte importantede la propiedad<í9).Por lo tanto, podríasugerirsela utilización, por ejemplo, de datos bursátiles. Sin embargo, esto
limitaría el análisis a un tipo determinado de empresas, que son las que
cotizanen bolsay por lo tanto se generaríanproblemasde otra índole en
la interpretaciónde los resultados.Por otro lado, los argumentosque
nieganla transparenciadel velo societariopuedenserrelevantesaquí.
Cabeseñalarque,alargoplazo,sepuedenproducircambiosdistributivosen la propiedadde las empresasque puedenincidir sobreel consumo
agregado.Asimismo, la estimaciónde la riquezafutura lleva implícita unaprevisión sobrepolítica de dividendosy el ahorro empresarialpodría
recogeren el largo plazosólo la parte no anticipadade estapolítica. Enla medida que se incluye en la especificaciónel stock de riqueza, que
incorporael valor de las empresas,cabríapensarque a largo plazo el
ahorro empresarial está implícitamente integrado en el valor estimado de
estestock. En realidad,mientraslos beneficiosdistribuidospuedenverse
como una realizacióncierta de una riqueza, los no distribuidos pueden
considerarse sujetos a un mayor nivel de incertidumbre.
Las conclusiones de política económica que, a grandes rasgos,
puedenderivarsede los resultadosobtenidosindican que las medidas
fiscales de estímuloal ahorro (o al consumo)puedenser efectivasen elcorto, pero no en el largo plazo. En otras palabras, los individuos actúan
como si incorporaran la restricción intertemporal del gobierno en su
restricción presupuestaria y sólo la existencia de inercias o la dificultad
de un ajuste inmediatoexplicanla respuestaa cortoplazoantevariacionesen impuestoso transferencias,respuestaque se diluye a medida quetranscurre el tiempo.
En consecuencia, cabe pensar que la caída en la tasa de ahorro
nacional observadaen la mayoría de economíasoccidentalesno tiene
<‘e> Parailustrar estepunto merecela penaseñalarque el pesosobreel PIB de las empresasde propiedadestatalen Francia era del 28% en1982, del 12% en Italia en 1981, del 11,2%enel ReinoUnido en 1982 y del6,8%en Españaen estemismo año, segúnlos datoscontenidosen de laDehesa(1992). Asimismo, en 1982, un promediodel 22,9%de la formaciónbruta del capital la realizaba la empresapública de los paises queformaban parte de la Comunidad.
133
carácter permanente, en el sentido de que, según los resultados obtenidos
aquí, a largo plazoel desahorropúblico secompensacon aumentosen elahorro familiar~20>. Sin embargo, los costes de eficiencia asociadosa
niveles de déficit público altos abogan por una política presupuestaria
equilibrada, incluso en el corto plazo.
Por otra parte, dado que a corto plazo la renta disponible de las
familias esla variablerelevanteparalas decisionesde los consumidores,
todamedidaeconómicaquealteresu nivel afectaráal consumo.Portanto,
una disminución de impuestos (un aumento de las transferenciasnetas)
financiada con deuda tendrá, a corto plazo un impacto expansivo sobre el
consumo.En realidad, el aumentoen la rentadisponible se destinaráen
parteal ahorro, por lo que a nivel nacional, la reducción en el ahorro
público se verá compensada parcialmente por el aumento del ahorro
familiar. En cambio, a largo plazo la forma de financiación del déficit es
irrelevante y la política fiscal pierde su papel: el consumo privado no se
altera, todo el aumento en la renta disponible se ahorra, de maneraque
el nivel del ahorronacionalpermaneceinalterado.
Sin embargo,parecequela prácticaausenciade déficit públicosenel pasado,que semanifiestaenun nivel de endeudamientoreducidoen el
presente, conducea una distinta respuestade las economíasa los
estímulosfiscales. En concreto,en los paísesconnivel reducidode deuda
pública la política fiscal es efectiva ya que no se descuentanfuturosimpuestos,al contrariode lo queocurreen los paisescon un historial de
elevadosdéficit.
Por otra parte, en los paísesque muestranelevadosniveles de
rentaper capita, aumentosen el gastopúblico, generanvariacionesdel
mismo signo en el consumo privado. Por lo tanto, todo aumento del
consumopúblico comportaunareduccióndelahorronacionalmayorque la
que se deriva exclusivamente de la caída en el ahorro público. Asimismo,
el hecho de que la relación entre ambos tipos de consumo sea de
<20) Segúnlos resultadosaquíobtenidos,el ajusteesmuy lento ya que
en el sextoaño todavíaquedapor realizarla mitad del proceso.
134
complementariedadatenúaelefectoexpulsiónqueelgastopúblicopudiera
tenersobreel privado.
Porúltimo, cabeseñalarqueel ahorroempresarialsólo afectaa las
decisionesde consumode los agentesen el corto plazo, cuandoactúancomosilo consideraranun componentedesu riquezao renta,aunquecon
una propensión al consumo distinta a la de otros componentes. En cambio,
en el largo plazo, si los beneficios no se distribuyen, el consumo no se
altera. Por lo tanto, unapolítica fiscal encaminadaa estimularel reparto
de dividendosen detrimentodelahorroempresarialaumentaráel consumo
privado en mayor medidaen el largo que en el corto plazo, comportandoasí una disminución del ahorro privado mayor en el largo plazo. Encualquiercaso, aunqueestatesisno permite dilucidar el impacto que la
política tributariapuedetenersobrela descomposicióndel ahorroprivado
entre el componente de familias y el de empresas, en cambio sugiere la
necesidad de analizar el ahorro privado de forma desagregada, si se desea
conocerlas vías a travésde las cualeslas medidasde política económica
inciden sobrelas decisionesdel sectorprivado.
En resumen, el sector público puede tener una incidencia
significativa sobrelas decisionesde consumo/ahorrode las familias, entodo caso, en el corto plazo. Asimismo también ‘puede materializarse a
través del impacto que puedatenersobrelas decisionesen materiade
dividendosseguidas,a largo plazo, por las empresas.
135
CUADRO A4. 1. EFECTO DE LA INVERSIÓN PÚBLICA SOBRE EL CONSUNO PRIVADO
en ECUS
(1>
Ay~ 0,71.**
(4,65)
0,03(1,75>
Aw~
Ag~ —0,15
(0,83)
Aig~
Ase
At
R
t
—0,45(1,12>
—0,44
(2,03)
—0,14t
**
en PPC
(2>
0,71(5,24)
0,03
<1, 95>
—0,20(1,01>
—0,46
(1,26)
—0,45**(2,21>
—0,46(1,26)(0,83>
0,717
1,53DW
0,751
1,53
(1> Método de estimación: variables instrumentales sobre el modelo en
primeras diferencias.
Instrumentos utilizados:
ig~1, ig~2. se , se , r , t
CUADRO A4.2 ESTIMACIÓN DINAMICA EN NIVELES <1)
en ECUS de 1985
<1> <2) <3) (4>
0,65<11,85)
—0,01<0,24)
—0,22<1,08>
—0,50(4,81)
0,39(2,52>
—0,10<1,09)
0,08<2,20>
0,89
(9,34)
—0,49<6,80)
0,02<0,37)
0,23(1, 17>
0,24
(2,26>
—0,28
<1,57>
0,06<0,69>
—0,06
(1,55)
—0,15(2, 12>
1,89
0,998
0,67(12,12>
0,01<0,17)
—0,05
<0,25)
—0,49
(4, ~9>
0,19(2 , 44)
0,91
(9,92)
—0,53<7,11)
0,003(0,05>
0,14<0,84>
0,29
(2,59)
—0,05<0,68>
—0,14<2,02>
1,78
0,998
0,66(12, 07>
0,005(0,09>
—0,07
—0,53
<5,06>
0,16(2 , 04)
0,06(¾
0,88
(9, 54)
—0,51
<6,98)
0,004(0,08>
0,16
(0,85>
0,28
<2,54>
—0,11(1,36>
—0,05(1,33)
—0,15(2, 01>
1,85
0,998
0,65
(12,38>
—0,001(0,02)
—0,51<5,03)
0,15(1,96>
0,07<1,95)
0,87
(9,60>
—0,65
<12,38>
0,01<0,24)
0,26
<2,64)
—0,10<1,27>
—0,06(1,87)
—0,13
<1,91>
1,81
0,998
en PPC de 1985
(5) <6> (7) (8)
0,66<12, 47>
—0,009(0,15)
—0,27<1,34)
—0,50
(4,77>
0,37(2,40)
—0,10<1,08>
0,07(2,04)
0,88
(9,62)
—0,50<6,95)
0,02(0,29>
0,25(1,32>
0,24(2,28)
—0,25<1,42>
0,06(0,68)
—0,06<1,48)
—0,15<2,19>
1,87
0,995
0,67
<12,61>
0,01<0,23>
—0,11
<0,59>
—0,48<4,71)
0,17(2,21)
0,90
(10,12)
—0,53
<7,16)
0,0004<0,009)
0,19(1, 13>
0,27(2,48)
—0,05<0, 67)
—0,14
<2,06>
1,76
0,995
0,67
<12,58>
0,07(0,12)
—0, 15(0,77>
—0,52
<4,95>
0,15(1,86)
0,06<1,75>
0,88
(9,83)
—0,52(6,98)
0,003(0,06)
0,20(1,07>
0,27<2,46)
—0,10<1,29>
—0,05(1,40)
—0,14
(2,09>
1,84
0,995
0,65
<12, 98>
—0,003(0,05)
—0,49(4,88>
0,14
(1, 79)
0,07
<1, 94>
0,87(10,06)
—0,50(7,81>
0,01
<0,26)
0,25(2,61>
—0,09(1,16>
—0,06
(1,90)
—0,13
<1,95)
1,79
0,995
1> Todas las estimaciones
estadístico t.incluyen variables artificales de país. Entre paréntesis,
y
CONCLUSIONES
V.1. Motivación
La tasa de ahorro nacional de la mayoría de los países de la Unión
Europeaha sido en los ochentay principios de los noventainferior a la
quese observóen las dosdécadasanteriores.Si bienpareceque, desde
unaperspectivahistórica, sonlas tasasobservadasen los cincuentay los
sesentalas que son excepcionalmenteelevadas(Maddison (1992)), la
asociación directa entre ahorro, acumulación de capital y crecimiento
económicogenerauna cierta preocupaciónanteestaevolución’.
Asimismo, en este mismo periodo, estos países han aumentadode
formaapreciableel volumende susdéficit públicos, lo que ha reavivado
el debatesobre la capacidaddel sectorpúblico para incidir sobre las
decisionesde los agentesprivados.Dadoque,simultáneamente,elahorro
privado se ha mantenidomáso menosestable,seha argumentadoque laúnicaforma de aumentarel ahorro nacionalpasapor una reduccióndel
desahorropúblico.
La posibilidad de que se produzcanmovimientoscompensatorios
entre el ahorro privado y el público ha sido objeto de un amplio debate
teórico y ha generado una cuantiosaliteratura empírica2.La baseteórica
de estarelación es la hipótesis de equivalenciaricardiana, que postula
quelos consumidoresintegranla restricciónpresupuestariaintertemporaldel sector público en su conjunto de información. Por otra parte, la
~Cabeseñalarquela liberalizacióninternacionalde los movimientosdecapital ha podido atenuar este vínculo directo, en el sentido de que elahorro generadoen un país sepuededirigir a financiar el proyectodeinversión más rentable, independientementede su nacionalidad.(Feldstein y Horioka (19S0)).
2 Véanselas revisionesde Berheim (1987) y Seater(1993).
136
denominada hipótesis deausenciade velo societario,quesostienequelas
familias consolidan sus cuentas con las del sectorempresarial,demanera
que “rasgan el velo societario”, podría explicar la existencia de
movimientos compensatoriosentreal ahorro familiar y el societario. El
argumento teórico que explica tal relación es que las familias son,finalmente, las propietariasde las empresas.
Si las familias actúan de acuerdo con estos supuestos de
comportamientose produce algún tipo de sustitución entre el ahorrofamiliar y el empresarial y entre el público y el privado.
Los resultadosdel análisis empírico de las relacionesentre los
distintos componentes delahorrorecogidos en la literatura no parecen ser
muy concluyentes,tal comoserecogeenel capítulo1 derevisión. Parece,
en todo caso, que domina la interpretaciónde que las familias no rasgan
totalmente el velo societario, por lo que, o bien no se produce sustitución
entre ahorro familiar y empresarial o bien, si se produce, es
exclusivamente parcial. En cambio, gran parte de los resultados obtenidos
con el contraste de la hipótesis ricardiana no permiten rechazarqueeste
supuesto de comportamiento refleje la forma en la que actúan las familias.
En concreto, aunque son pocoslos trabajosdondeseencuentraevidencia
de que la hipótesis ricardiana se verifica en su sentido másestricto, son
menoslos que no encuentranningún tipo de evidenciaa favor.
Merece la pena formular un conjunto de consideraciones
metodológicas sobre la forma en que se ha abordado el análisis de estos
distintos supuestos en los trabajosexistentes.Por unaparte, la mayoría
de estudiosseharealizadocon datosdeserietemporal, presentándose en
muchos casos problemas en la estimación, derivados de la falta de
estacionariedadde las variables.En cambio, no se ha aprovechadoeste
tipo de información para analizar las relaciones dinámicas entre las
distintosfactores.Asimismo, la falta de adecuacióndel métodoutilizado
en las estimacionescon la especificacióndel modeloelegido (por ejemplo,
por la posible presenciade endogeneidad,o por la imposición de una
determinadaestructuraen los errores)ha caracterizadogran parte delanálisis realizado. Por otra parte, los escasosestudios realizadoscon
datos de panel para distintos conjuntos de países no incluyen, en
137
prácticamenteningúncaso,contrastessobrela homogeneidadimpuestaenla respuestade los distintos paísesa las variablesexplicativas.
Estatesissehapropuestocontrastarla hipótesisdeque las familias
actúancomo si consolidaransuscuentascon las del sectorempresarialycon las del sectorpúblico en un marcounitario, bajo distintosenfoques,
utilizando un panel incompleto de paises de la Unión Europea para el
período 1970-90. Además de la extensión a un panel de paísesde estoscontrastes, que hasta ahora se hablan formulado, en su práctica
totalidad, sólo con datos de serie temporal, se ha intentadouna ciertaaportaciónmetodológica,teniendoen cuentalas consideracionesque se
acabande presentar.En concretolas especificacionesde la función deconsumoy de ahorro estimadaspermiten distinguir entre el impacto a
corto y el impacto a largo de las distintas variables, lo que constituye una
aportacióna estetipo deanálisis. Asimismo, seha discutido en todos loscasosel método de estimaciónadoptado,especialmenteen relación a la
posible presenciade endogeneidad.En todos los casossepresentanloscontrastessobrela igualdadentrepaísesde la respuestadel consumoy
del ahorro a las distintas variables, de manera que se pueda determinar
si existeun patróndecomportamientocomúna todoslos paísesanalizados
o poragrupacionesde los mismos.
V. 2 Marca de análisis
Una de las consecuencias de la satisfacción simultánea de la
hipótesis de sustitución total entre ahorro familiar y empresarial y entre
público y privado es que la variable relevante para las decisionesde
consumo/ahorrode las familias es la renta nacional. Esto justifica la
formulación de un contraste sobre el cumplimientode estashipótesis de
comportamiento basado en la estabilidad de la relación entre la renta
nacionaly el ahorronacional,porunapartey la rentanacionaly elahorro
privado, por otro, que se abordaen el capítuloII.
En concreto, la estabilidad en la tasa de ahorro nacional podría
tomarse como un rasgo indicativo de la existencia de movimientos
compensatorios entre su componente público y privado, sobre todo cuando
138
sehan producidoalteracionesimportantesen la distribución de la renta
entre ambos sectores. De igual manera, una tasa de ahorro privado
constantepodríareflejar la ausenciade velo societario,en el sentidodeque las familias adoptansusdecisionesde ahorroteniendoen cuentalas
adoptadaspor las empresas.
Sin embargo,la exigenciade una tasadeahorroconstantesugiere
unainterpretaciónmuy restrictivadelasrelacionesquesedeseaanalizar,
por lo que seproponela aplicacióndel conceptode estacionariedada estecontexto. Debe tenerse en cuenta que la estacionariedad puede
interpretarse como estabilidad en el largo plazo: si una serie esestacionariaaunquese aleje temporalmentede su valor normal, acaba
volviendo a él. Por lo tanto, el análisisde la estacionariedady ordende
integración de las distintas seriesde ahorronospuedeproporcionaruna
primeraaproximacióna la cuestiónde si seobservasustituciónentrelos3
distintos componentesdel ahorro
No obstante, el contraste de si el comportamiento de las series de
la tasa de ahorro es compatible con la existencia de movimientos
compensatorios entre sus distintos componentes, además de que puede
tomarse sólo como un rasgo indicativo de tal forma deactuar, no permite
ninguna matización ya que, sólo puede recoger la existencia de sustitución
total.
Es porello queenel capitulo III seproponeun análisisquepermite
medir el grado de la sustitución directa existente entre los distintos
componentesdel ahorro.
Lasdecisionesdelahorrodel sectorpúblico y del sectorempresarial
desempeñanun papelmás o menosimportanteen la determinaciónde la
renta disponible de las familias, y a través de ella, inciden sobre las
decisiones de ahorro de este sector. Adicionalmente, también pueden
Cabe señalar que una de las aportaciones de este capítulo es laaplicación del análisis de estacionariedad a este marco, ya que,tradicionalmente,sehavenidorealizandoconcontrastesde Chow, y otraes la extensióna datosdepanelde esteenfoque,siguiendolos trabajosde Levin y Lin (1992y 1993).
139
afectardirectamentea la decisióndeposponerconsumoadoptadapor lasfamilias, si éstasconsideranalahorrodeestossectorescomoun sustituto
perfecto o imperfectodel propio. Las razonesquepuedenjustificar tal
consideracióndebenbuscarse,porunaparte, en que las familias son los
propietariosde las empresas,y, por lo tanto, soncapacesde rasgarelvelo societarioy coordinarsuactuacióncon la de las empresas.Por otra
parte, las familias, con su voto, orientanlas decisionesde política fiscal
y, consecuentemente,las delahorrodel sectorpúblico, lo quelespermiteconsolidarsu actividadcon la de estesector.
A partir de la estimación de una función de ahorro de las familias,
dondeel ahorrodelsectorpúblico y del sectorempresarialaparecencomo
variables explicativas, se permite que la sustitución entre estos
componentesdel ahorro nacional seaparcial y no exclusivamentetotal.Bajo esteenfoque,sepretendedeterminarel conceptorelevantederenta
paralas decisionesdeahorrode las familiasconel objetivo dedelimitar el4
nivel deagregaciónimplícito en lasdecisionesadoptadasporestesector
Sin embargo, la actividad del sector público aunque puede
recogerseen un agregado,como es el ahorro de las Administraciones
Públicas, se manifiesta a través de distintos elementos, como los
impuestos,las transferencias,el consumopúblico o la deudapública,
cuyo impacto sobre las decisionesde los consumidorespuedeser muy
distinto. En el capitulo 1V se desagrega la actividad del sectorpúblico
entre sus principales componentes y se analiza la respuesta de los
consumidoresante variacionesen cada uno de ellos. El objetivo es
determinarsi las familias integran en su restricción presupuestariala
restricción intertemporal del gobierno y la de las empresas,teniendoen
cuenta estas diferencias.
En estecapítulose tiene en cuentaque el gastopúblico debe serfinanciado o bien mediante impuestoso bien mediantedeuda, lo que
permite responder a la pregunta de si, empíricamente, la financiación del
déficit público esrelevanteparalasdecisionesdeahorro. La hipótesisde
~Unade las aportacionesde estecapítuloes la estimacióndirecta deuna función de ahorroen vez de una de consumo.
140
equivalenciaricardianasostieneque los agentesdescuentanlos futuros
impuestosimplícitos en la deuda, de maneraque sus efectosrealesnodifieren de los derivados de los impuestos. En otras palabras, este
supuestode comportamientosebasaen la observaciónde que los déficit
únicamente retrasan el pago de impuestos y dado que el momentodel pago
no afectaa la restricciónpresupuestariaintertemporaldel individuo, no
puedeafectara susdecisionesde consumo.
El hecho de que las familias actúen de acuerdo con la hipótesis
ricardiana y consolidensuscuentascon las del sectorpúblico y además
rasguen el velo societario, integrando su restricción presupuestaria conla del sector empresarial, puede interpretarse en el sentido de que
adoptansusdecisionesde consumo/ahorroteniendoen cuentala rentadelos otros sectores de la economía. En cambio, bajo un modelo keynesiano,
la variablerelevanteparalas decisionesdeconsumoesla rentadisponible
de las familias y la deudapública esconsideradacomo partede la riqueza
neta,por lo que implícitamentesesuponeque no seproduceningún tipode integraciónentrelas cuentasde los distintossectores.
La especificaciónde una función de consumoprivado, integrada
dentrodela hipótesisdeciclo vital/rentapermanente,constituyeelmarco5dondesedesarrollael contrastepropuesto
V.3. Principales resultados empíricos
La caracterización de las series de ahorro, a partir de loscontrastessobreelordende integraciónrealizados,parecenseñalarque,
en el conjuntode los paísesde la Unión Europeaconsiderados,el ahorro
privado es estacionario.En cambio, los resultadosobtenidospara el
ahorro nacional señalan que no existeun patróncomúndecomportamiento
parala Unión y que, por lo tanto, el análisisdeberealizarsepaísa país.
Unade las aportacionesde estecapitulo esla extensióna datos depanel de estecontrasteformuladoinicialmente en Kormendi (1983) y lacaracterizacióndel comportamientode los países segúnsu nivel dedesarrolloy de endeudamientopúblico.
141
En cualquier caso, en un número amplio de países la serie de la tasa de
ahorro nacional no es estacionaria. En concreto, los resultados obtenidos
apuntan hacia la idea de que la reducción observada en la tasa de ahorro
nacional no tiene carácter transitorio en cuatro de los paises analizados
(Francia, Italia, ReinoUnido y Grecia), dondela tasase ha estabilizado
en un nivel más reducido. Por su parte, en Portugal la tasade ahorro
nacional no parecereflejar ninguna caída, mientras que la serie paraIrlanda muestra resultados contradictorios, quedependendel contraste
de estacionariedadelegidoy parael restodepaíses(RFA, PaisesBalos,Bélgica, Dinamarcay España)parecequeno seencuentraestabilidad.En
cambio, la participacióndel ahorroprivado enel PIB sepuedecalificar de
constante en el tiempo, para el conjunto de la Unión, e individualmente,
en la mayoríade países:sólo en Italia y Bélgicano seencuentraningún
signo de estabilidaden esta tasa, mientras que en los PaísesBajos yFranciaserecogeun reajustede nivel.
Por lo tanto, con la evidenciarecogidaen el capítulo II sepodría
rechazar la hipótesis de sustitución perfecta entre ahorro público y
ahorroprivado en un númeroamplio de países.En cambio, la estabilidadobservadaen la tasade ahorro del sectorprivado en relacióna la renta
nacionalpodríatomarsecomoindicio afavor de la existenciadesustitución
entreel ahorrode las familias y el de las empresas.
Cuando se admite la posibilidad de que la sustitución no sea
necesariamentetotal y se estima una función de ahorro para el sector
familiar, estosresultadossematizanligeramentey sepuededistinguir la
respuestadel ahorro en relación a los valorescorrientesde la obtenida
con respectoa los valorespermanentesde las variables.
Cuando se suponeque son sólo los valores corrientes de las
variableslas que determinanlas decisionesde ahorrode las familias, se
puede concluir que estas consideran el ahorro de las empresas como parte
de su renta, mientrasque el papel desempeñadopor el ahorropúblico
parece que es irrelevante. En cualquier caso, si las decisiones públicas
en materia de ahorro son tenidas en cuenta por las familias, no se produce
una compensaciónplenaentre ambossectores.En cambio, la evidencia
recogida para el ahorro empresarialapunta hacia la presencia de
142
sustitucióntotal en prácticamentetodos los casos.Es decir, las familias
consideranel ahorroempresarialcomo propio.
En cambio, si la renta relevante para las decisiones es la
permanenteo esperada,entoncesel valor esperadodel ahorro públicotambiénincide sobrelas decisionesdeahorrodel sectorfamilias, perode
tal manera que la sustitución no es perfecta. Asimismo, el ahorroempresarialsustituye sólo parcialmenteal familiar, de maneraque un
aumentoen los beneficios retenidosesperados,tendráun menor efectoexpansivosobreel consumoqueunaumentoidénticoen algúncomponentede la renta permanente disponible de las familias.
Por lo tanto, de la evidencia recogida en elcapítuloII]? sedesprende
quevariacionesen el ahorropúblico, a corto plazo, no afectanal ahorrode las familias: las disminucionesde impuestosseconsumencompletamente
en el corto plazo y los aumentos se financian con reducciones en el
consumo, de manera que a corto plazo el ahorro de las familias no se
modifica y el ahorro nacionalvaría en la misma magnitud que el ahorropúblico. En cambio, un aumentopermanenteen el ahorropúblico, afecte
o no a la rentadisponible, comportaráunareducciónen elahorrofamiliar
perode tal magnitudque, sin embargo,el ahorronacionalcrecerápor la
variación del ahorro público, ya que la relación entre ambos componentes
pasa a tener carácter parcialmente sustitutivo. Por otra parte, los
resultados presentadosindican que, mientras en el corto plazo los
aumentos exógenos en el ahorro societario se verán exactamente
compensadoscondisminucionesenel ahorrofamiliar, enel largoplazo,se
afectaráel nivel del ahorro privado, produciéndoseun incrementode
menor cuantía que el observadoen el componenteempresarial.Por lo
tanto, en el largo plazo, no sólo se producen alteraciones en la
composicióndel ahorronacionalsino tambiénen el nivel6.
La estimación de la función de consumo y recogida en el capítulo IV
6 En estecapítulotambiénseconcluyequelaincertidumbreaproximadapor la inflación esperadao por la tasa de paro tiene una incidenciapositiva sobreel ahorro. Asimismo, los tipos de interésincidensobrelasdecisionesde ahorrocon signo positivo.
143
permiteanalizarla respuestade los consumidoresantevariacionesen los
distintos componentesque configuranla actividadpública.
Los resultados obtenidos no responden de forma global y unitariaa las versionesmásestrictasformuladassobrela hipótesisricardianay la
de ausenciade velo societarioque seestáncontrastando.No obstante,
cuandono seconsiderala posibilidadde queexistadependenciaentrelas
característicasno observablesde los paísesy las variablesexplícitamentetenidasen cuentaen la estimaciónde la función de consumo,los agentes
parecenactuartotalmentedeacuerdocon los postuladosricardianos. Sin
embargo, el contraste realizado parece rechazar la restricción impuesta de
quelas característicasno observablesdecadapaíssonindependientesde
la estructura de su sector público, recogidapor el nivel de consumopúblico, de transferencias, de impuestos y de deuda, invalidando así el
resultadosobre el comportamientode las familias que se deriva de su
imposición.
El consumopúblico no aparececomounavariablerelevanteparalasdecisiones de consumo de los agentes privados, ni a corto, ni a largo
plazo, por lo que la relación entre ambos consumos puede definirse como
de independencia.
Mientras que los impuestos no parecen desempeñar ningún papel en
la toma de decisiones de consumo por parte de los agentes privados, la
incidenciade las transferenciasparecediferir enelcortoplazoenrelación
al largo. En el corto plazo, tienen un impacto positivo, ya que la
redistribución que seoperaa travésde ellas revierteen colectivosconmayorpropensiónmarginalal consumo.A largo plazo, no parecequeeste
resultadosemantenga,demaneraquelas transferenciastampocoinfluyen
sobreel consumo:el impacto positivo que se producea corto plazo, se
desvanece a largo. Podría interpretarse en el sentido de que la
redistribución operada a partir del juego de transferencias no se ve como
definitivo o estableen el largo plazo.
El papel de la deuda pública, tanto en el corto, como en el largo
plazoesnulo, enconsonanciacon la hipótesisricardiana,lo quepuedeser
indicativo de que no se consideraque seaun componentede la riqueza
144
neta de las familias.
Los resultadosparecenseñalar, asimismo, que hay diferenciassignificativas de comportamiento entre grupos de paises. En concreto,
aquellosque tienen un nivel elevadode renta, consideranel consumo
público como complementariodel privado, mientrasque aquelloscon unnivel reducidoactúancomosi fuerasustituto, lo queestáenconsonancia
con la idea de que el sectorpúblico ayudaa cubrir en estospaísesunas
necesidadesbásicas. Por otra parte, las economíascon un nivel deendeudamiento público inferior a la media en el periodo analizado
consolidansuscuentasconel sectorempresarial,demaneraqueel ahorro
societarioformapartedela variablederentarelevanteparalas decisiones
de consumo,y familias y empresasactúancomo sí fueranunaunidad. Encambio,estospaísesno parecenconsolidarconelsectorpúblico dadoque,
aunque no consideran a la deuda pública como un componente de riqueza,
las transferencias netas parecen influir positivamente sobre sus
decisionesde consumoprivado. No parecenreflejar en ningún casounaformadeactuarpróximaa los postuladosricardianos.Al contrarioocurre
en los paísesendeudados,dondeel comportamientode los agentesesmás
próximo a la hipótesisde quedescuentanlos impuestosfuturos asociados
a la financiacióndelgasto,relaciónquepuedeexplicarseporqueenestospaísesla opinión pública estámás sensibilizadacon respectoa la carga
futura de los déficit actuales.
El papeldel ahorro empresarialtambiénes relativamentedistinto
segúnel horizonte temporalconsiderado,ya que, mientrasa corto, losbeneficiosno distribuidos inciden sobrelas decisionesde consumode las
familias, a largo, no tienenningún peso.
V.4. Sumario
A partir de los tres enfoquesseguidossedesprendenunaseriedeconclusionesquepermitenintegrarlos resultadosobtenidosbajocadauno
de ellos.
Porunaparte,la reducciónobservadaen la tasadeahorronacional
145
de los países industrializados no debe considerarse de carácter
permanenteen la mayoríadelos paísesde laUnión Europeaanalizados.En
realidad, la evidencia recogida sobre la satisfacción de la hipótesis de
equivalencia ricardiana en el largo plazo permite pensar que las familias
acaban actuando compensatoriamente en relación al sectorpúblico. Por
ello, la reduccióndel déficit público no esla únicavía pararecuperarlos
niveles de las tasas de ahorro nacional observadasen las décadasanteriores. Sin embargo,aunquela actuacióndel sectorprivado puede
acabarcompensandoel desahorropúblico en el largo plazo, el ajustees
muy lento y en cualquiercasono parecedescabelladofijar como objetivo
la minimización de las pérdidasde eficienciaquepuedanderivarsede ladetracciónde recursosporpartedel sectorpúblico, incluso en el corto
plazo, lo que puedecomportarque debanllevarse a cabo reducciones
significativasen el déficit presupuestario.
Por otra parte, la relativa estabilidadobservadaen la ratio deahorro privado sobre la renta nacional y que se refleja en la
estacionariedad recogida en el contraste de raíz unitaria realizado, no
parece responder a la existencia de movimientoscompensatoriosunoa uno
entreel ahorro familiar y el empresarial.En realidad,pareceque si bien
a cortoplazopuedeexistir ciertasustitución, a largoplazo, los beneficios
no distribuidospor las empresas,el ahorrosocietario,no tienenningunaincidenciasobrelas decisionesde consumode las familias. La estabilidad
hallada en el agregadopuedereflejar respuestascontrarias frente alciclo: cuando la economía crece, las familias consumene incluso se
endeudanparaconsumir,mientrasquelasempresasamplíansusmárgenes
y aumentansu ahorro. En la faserecesivadel ciclo, las familias ahorran
y las empresascomprimenmárgenes,reduciendosu ahorro. En ningún
casoparecenresponderdirectamentea la decisiónadoptadapor el otro
sector. Por lo tanto, todapolítica tributaria recaudatoriamenteneutral,
encaminadaa estimularde formapermanenteel repartode beneficiospor
partede las empresas,vendráacompañadadeun aumentoenel ahorrode
las familias, mayor en el corto que en el largo plazo. En realidad, mientras
que en el corto plazo, el ahorro privado sólo cambiará de composición, en
el largoplazoseproduciráunavariaciónen sunivel en la mismadirección
queel cambioinicial enelahorroempresarial,pero demenorcuantía.Así,
la atenuaciónde la doble imposición de dividendos en el impuesto sobre la
146
renta,en la medidaquepuedeactuardeestímuloal repartodebeneficios,
conducirá a un mayor esfuerzo ahorrador por partede las familias, pero
a una reducciónen el ahorro privado. El aumento en la rentadisponiblese ahorrará, parcialmentey el consumoprivado creceráligeramentea
largo. El ahorronacionalno sólo veráalteradasu composiciónsino que
también experimentará una reducción.
A parte de las limitaciones que impone la definición de las distintas
variables utilizadas en la estimación, que se ajusta a la de la contabilidad
nacional,cabeseñalaralgunosfactoresquepuedenexplicarestadistinta
respuesta en el corto y en el largo plazo. En concreto, la falta de un
verdadero control sobrelas decisionesde las empresasquepuedeversecomo creciente en el tiempo, la incertidumbre asociada a los beneficiosno
distribuidosfrente a los distribuidos, la reducidapropensiónal consumoqueprevisiblementemuestranlos accionistasen el corto plazo, mientras
que en el largo plazo se puedenproducir cambios distributivos en la
propiedad, así como el papel desempeñado por el stock de riqueza, que
incluye una estimación del valor esperado de la empresa pueden ser
elementosque expliquen este distinto comportamientoa lo largo del
tiempo.
Aunqueel enfoqueseguidoen estatesisno permitedeterminarel
impactoque la política tributaria puedetenersobrela descomposicióndel
ahorro privado entre el componentede familias y el de empresas,en
cambio, los resultadosobtenidos sugierenla necesidadde analizar el
ahorro privado de forma desagregada, si se quiere conocer las vías a
travésde las cualeslas medidasde política económicainciden sobrelas
decisiones del sector privado.
Asimismo, la evidencia recogida parece indicar que la respuesta del
consumo a las variables del sector público depende del horizonte temporal
que se considere.En concreto,en el corto plazo, la rentadisponible de
las familias seconstituyeen la variable relevanteparalas decisionesde
consumo/ahorro.En cambio,enel largo plazo, los consumidoresparecendescontar los impuestos, integrando la restricción del sector público en
su restricción presupuestaria intertemporal.
147
renta, en la medida que puede actuar de estimulo al reparto de beneficios,
conducirá a un mayor esfuerzo ahorrador por parte de las familias, pero
a una reducción en el ahorro privado. El aumento en la renta disponible
se ahorrará, parcialmente y el consumo privado crecerá ligeramente a
largo. El ahorro nacional no ~610 verá alterada su composición sino que
tambien experimentara una reducción.
A parte de las limitaciones que impone la definición de las distintas
variables utilizadas en la estimación, que se ajusta a la de la contabilidad
nacional, cabe señalar algunos factores que pueden explicar esta distinta
respuesta en el corto y en el largo plazo. En concreto, la falta de un
verdadero control sobre las decisiones de las empresas que puede verse
como creciente en el tiempo, la incertidumbre asociada a los beneficios no
distribuidos frente a los distribuidos, la reducida propensión al consumo
que previsiblemente muestran los accionistas en el corto plazo, mientras
que en el largo plazo se pueden producir cambios distributivos en la
propiedad, asi como el papel desempebado por el stock de riqueza, que
incluye una estimación del valor esperado de la empresa pueden ser
elementos que expliquen este distinto comportamiento a lo largo de1
tiempo.
Aunque el enfoque seguido en esta tesis no permite determinar el
impacto que la politica tributaria puede. tener sobre la descomposición del
ahorro privado entre el componente de familias y el de empresas, en
cambio, los resultados obtenidos sugieren la necesidad de analizar el
ahorro privado de forma desagregada, si se quiere conocer las vías a
través de las cuales las medidas de politica económica inciden sobre las
decisiones del sector privado.
Asimismo, la evidencia recogida parece indicar que la respuesta del
consumo alas variables del sector público depende del horizonte temporal
que se considere. En concreto, en el corto plazo, la renta disponible de
las familias se constituye en la variable relevante para las decisiones de
consumolahorro, En cambio, en el largo plazo, los consumidores parecen
descontar los impuestos, integrando la restricción del sector público en
su restricción presupuestaria intertemporal.
Se pueden señalar varias razones que expliquen la conclusión que
se desprende del resultado obtenido de que las medidasfiscales de
estimuloal ahorro <o al consumo)puedenserefectivasen el corto, pero
no enel largoplazo. En concreto,la presenciaderestriccionesde liquidez
que pueden desaparecer en el largo plazo, los costes de procesar la
informaciónnuevaque lleva a los agentesa actuarcon ciertas inerciasola necesidadde aprendizaje son algunos de los elementos que impiden un
ajuste inmediato a la nueva situación. A un nivel macroeconómico, se
podría señalar la ausencia de plena libertad de los movimientos de capital,
queactuaríacomo unarestricciónagregadaquedificultaría alcanzarlosniveles deseados de las variables de consumo y ahorro en el corto plazo.
En este sentido, toda medida económica que altere la rentadisponible de las familias afectará a las decisiones de los consumidores.
Por tanto, una disminución de impuestos (un aumento de las
transferenciasnetas) financiadacon deudatendrá, a corto plazo, un
impactoexpansivosobreel consumo.En realidad,el aumentoen la rentadisponibleno se destinaráen su totalidad al consumosino que partese
ahorrará. Por lo tanto, el aumento en el desahorropúblico se verá
relativamentecompensadopor el crecimiento del ahorro familiar, de
manera que la reducción en el ahorro nacional será inferior a la que se
derivaría si sólo se considerara el cambio producido en el ahorro del sector
público. En cambio, a largo plazo la forma de financiacióndel déficit es
irrelevante y la política fiscal pierde su papel: el consumo privado no se
altera, todo el aumento en la renta disponible se ahorra, de manera que
el nivel del ahorro nacional permanece inalterado.
Sin embargo,parecequelaprácticaausenciadedéficit públicosen
el pasado,quese manifiestaenun nivel deendeudamientoreducidoen el
presente, conducea una distinta respuesta de las economías a los
estímulosfiscales.En concreto,en los paísesconnivel reducidodedeuda
pública la política fiscal es efectiva, ya que no se descuentan futuros
impuestos, al contrario de lo que ocurre en los países con un historial de
elevados déficit. Una explicación de tal comportamiento vendría dada por
el hechode que los paísescon nivel reducidode deudapública no tienen
ningún motivo para creer que un recorte de impuestos hoy, que se
compense con una subida de impuestos mañana, vaya a afectar
148
4
negativamente al bienestar futuro de los consumidores. Bajo este marco
de ilusión fiscal, la reducciónimpositivaestimulael gastoen consumoenvez de la capitalizaciónde las obligacionesfuturas.
Por otra parte, en los países que muestran elevados niveles de
rentaper capita, aumentosen el gastopúblico generanvariacionesdel
mismo signoen el consumoprivado. El hechode que el consumo público se
vea como complementario del privado atenúa el efecto expulsión que el
gastopúblico pudieratenersobreel privado.
En consecuencia, los resultados obtenidos en esta tesis por lo que
respectaa la relación entre ahorro familiar y empresarialestán enconsonanciacon la evidencia recogida en otros trabajos para otros
períodosy países,aportando,en cambio, un enfoquedinámico a esta
cuestión. Esta perspectiva temporal permite conciliar el hallazgo de
ausenciatotaldesustituciónrecogidaenalgunostrabajoscon lapresenciadecompensaciónparcialquesededuceenotros. En cambio,los resultados
obtenidosparalasvariablesdelsectorpúblico discrepandegranpartedelos presentadoscon series temporalespara estos paises, ya que, en
términosgenerales,estosestudiosno hanencontradoevidenciadequese
verifique la hipótesis de equivalenciaricardianaen sentido estricto7.Dadoqueel descuentototal de impuestosesel resultadoqueseobtieneen
estatesis parael largo plazo, estasdiscrepanciaspodríanoriginarseo
bien porque no se considerala perspectivadinámica, o bien por un8enfoquemetodológicodistinto en la estimación
Varias son las posibleslineas de investigaciónfuturas, apartedela quesederivaríade incluir máspaíseso de podercontarconseriesmás
‘ Nícolettí (1988) encuentraevidencia de la satisfacciónde estahipótesisen los casosde Italia y Bélgica, daspaisesconelevadosratiosde deudapública/PIB.
~Koskelay Viren (1986)paraunpaneldepaisesde la OCDEconcluyenque el ahorropúblico tiene sólo un efecto (temporal) a corto plazosobreel consumo privado mientras que a largo su impacto es nulo. La noutilización de variablesinstrumentalescuandoel modeloespecificadoasílo requiere,puedeestaren la basede la discrepanciacon el resultadoaquíobtenido.
149
largasen la estimación9.Unade ellaspodríacentrarseen determinarenquémedidalas diferenciasobservadasen los nivelesmediosde la tasade
ahorro de los paiseseuropeospuedenser explicadaspor la diferenteestructuray composiciónde su sectorpúblico. Dado quepareceque la
respuestade los consumidoresa las medidasdepolítica económicacambiasegúnel historial de déficit públicosde un pafs, cabepensarqueel nivel
medio del ahorronacionalpuedevenir explicadopor la organizacióndel
sectorpúblico10. Asimismo, el análisis de los determinantesdel ahorro
del sectorsocietariopodríaecharluz sobrela interdependenciaentrelas
decisionesadoptadaspor las familiasy las quetomanlasempresas,lo que
podría ayudara explicar la relativa estabilidadobservadaen el ahorro
privado. En concreto, el estudio de la hipótesis de que los márgenestienen carácterprocicico podría ser ilustrativo de estarelación. Por
último, distinguir el papeldesempeñadopor la SeguridadSocial podríaconstituir el objetivo de un trabajo posterior. Cabe pensar que la
incidencia de la SeguridadSocial en las decisionesdeahorro dependede
factoresdemográficosy del mercadolaboral queaquíno se hantenido en
cuenta, dado que el análisis se ha abordadocon un mayor nivel deagregación.
~La mayoríadeorganismosqueelaboranestadísticasoficiales cambianla base del cómputo cada diez años, aproximadamente, lo que limita laposibilidad de disponerde serieslargasno sólo en términos reales,sinotambién en términosnominales. En cualquiercaso, sonreaciosa realizarcualquier tipo de homogeneizaciónque permitiera disponer de serieshistóricas,por lo queesel investigadorquiendeberealizaresteproceso.
~ Los resultados obtenidos bajo la restricción de ausencia de
correlaciónentreefectospaísy regresorespuedeserindicativo tambiénde estaposible relación.
150
APÉNDICE 1
Datos
Al. 1. Enumeraciónde las variables
Las variables utilizadas en las estimacionesse definen de la
siguientemanera:
u = log(ue)-log(ue_)t
ue~ = tasa de paro en t
= log ~ — log ~
= nivel de precios en trl = tipo de interésreal a largo plazo
t
rl = u—ntt t
= tipo de interésnominal a largo plazorc~ = tipo de interésreal a corto plazo
rc~ = ic~ ~7hic, — tipo de interésnominal a corto plazo
SF~ ahorro bruto de las familias en monedanacionalcorriente= ahorrobruto de las empresasen monedanacionalcorriente
SG = ahorrobruto del sectorpúblico en monedanacionalcorrientet
YF = renta bruta disponible de las familias en monedanacional
corriente
C = consumo privado en moneda nacional corrientet
YF~-SF~
= rentanacionalbrutadisponibleenmonedanacionalcorriente= consumopúblico en monedanacionalcorriente
riquezaprivada
t
K~+S SCQ14967
= stock capital fijo
SCQ= saldopor cuentacorriente
TR = transferenciascorrientesa las familias en monedanacional
corriente
151
HP = saldo vivo de deuda pública bruta en moneda nacionalt
corriente
it impuestos sobrela rentay el patrimonio, la producción y las
importacionesy las cotizacionesa la SeguridadSocial en
monedanacionalcorriente.GI = pagosde interesesde la deudapública en monedanacional
t
corriente.IG = formaciónbruta de capital fijo del sectorpúblico en moneda
t
nacional corriente.
N-rG~ = TR~ +GI
Al. 2. Canstrucciónde las variablesutilizadas
Las variables que se han utilizado en las estimacionesse hanconstruidode la siguientemanera:
a) Para la especificación en tipos de cambio:
parax~ =sf~, yf~, ser, sg~, c~, ~ ~ w~ ~ ig~, tr~, bp~, nzg~ y siendo
el valor nominal en moneda nacional de la variable correspondiente
(SFr, YF~, SE~, SG~, etc).
t
‘~ tc85 po~
donde
tc85 = tipo de cambio de la monedanacionalcon respecto al ECU(1 ECU=
monedanacional)en 1985.
= poblacióntotal
152
b) Parala especificación en ParidaddePoderde Compra de 1985 <PPC)
= ______
pt pot
PPP85= paridad de poderdecompradel consumonacionalen 1985 en
ECOSinternacionales(1 PPC = ... monedanacional)
ALa. Definición y fuentes
Paralas variables SF~, SE~, SQ, YF~, C.c, ‘k~ G~, r~, GI.~, IG~ y
TR~, se ha utilizado la basede datos de Cronosque elabora Eurostat,
donde se recogenlas cuentasde los sectoresinstitucionalesy de lasAdministracionesPúblicasde lasCuentasNacionales.La definiciónexacta
de los sectoresempresarial,familiar y público puedeencontrarseen
Eurostat (1993), dondesepresentansobresoportede papellas CuentasNacionalesdetalladaspor sectoresde los distintospaísesde la Comunidadpara el período 1979-1990. Debe destacarseque Bélgica, España,
Dinamarca, Italia, PaísesBajos y el Reino Unido no puedensepararel
sectorde las institucionesprivadas sin fines de lucro (i.p.s.f.e.) del
sectorfamilias, de maneraqueseincluye todo en esteúltimo sector. Sin
embargo,las i.p.s.f.e. representanmenosdel 1% de estaagrupaciónen
prácticamentetodos los conceptos. El dato utilizado para recoger la
variable de deudapública brutaesel que figura bajoestarúbricaen lascuentas de Eurostat. La población total se obtiene de los anexos
estadísticos que se presentan en Comission of the European Communities
(1991).
Las Paridadesde Poderde Compra,PPP,utilizadascomo deflactor
son las que se presentan en Eurostat (1988) y que utilizan como año base
1985. Aunque la OCDEtiene calculadas PPP en base 1990 (OCDE (1992)),
no se dispone de contabilidad nacional en base a este año para todos los
países de la Comunidad, por lo que se opta por la de 1985. Se utiliza la
153
PPPdel consumonacional, y no la del PIR’, ya que se intentanrecogerlos precios relativos que inciden sobre las decisiones de ahorro de las
familias.
En cuanto a los tipos de cambio se ha optado por coger la mediaanualdel cambiodel ECU en 1985. La fuenteesla publicaciónttMoneyand
Finance” de Eurostat.
Las variables nominales se deflactan con el deflactor del consumo
privado base 1985 que proporciona Eurostat en su publicación “Money and
Finance”. Este deflactor es el que se usa para construir la variable de
inflación.
La tasade paro definida sobrepoblación activa civil es la que seobtiene de los anexos estadísticos recogidos en Commission of the
European Communities (1991). En esta misma publicación puedenencontrarse los tipos de interés nominal a corto y a largo plazo con una
descripción detallada de los activos elegidos. Los tipos a corto suelen
recogerplazosdetresmesesmientrasquelos tipos a largopresentanuna
mayor variabilidad. Paralos tipos a largo en Portugalseha utilizado lapublicación “International financial statistics” del Fondo Monetario
Internacional, ya que la seriequeproporcionala Comisiónno tienedatos
anterioresa 1985.
La variablede riquezase construyecomo suma del stock de capital
bruto elaboradoporla OCDE, bajoel supuestodeunatasadedepreciación
del 3%2, y disponible en la base de datosrecogidaen Ricardo (1993> y elsaldo de cuentacorriente acumuladodesde1967, que intenta captar la
riquezafrente al exterior. No se disponede serieslargasde agregados
monetarios amplios, que deberíanformar parte de esta riqueza en la
~ Debe tenerse en cuenta que para la construcción de la PPP ladesagregación del PIB en sus distintos componentes no se correspondeexactamente con las definiciones propuestas en ESA (European Sistem ofIntegrated Economic Accounts). Concretamente,se distingue entreconsumonacionaly consumocolectivo del sectorpúblico.
2 Los mismos resultados se obtienen con las series de capital
construidas bajo el supuesto de depreciación del 5%.
154
medida que no tienen una contrapartida física. Las pruebas efectuadas
con la inclusión de ml en la definición de riqueza proporciona
prácticamente los mismos resultados en las estimaciones y, además, es un
agregado demasiado estrecho. La fijación de objetivos en términos de
agregados para el desarrollo de la política monetariade los distintos
países, así como los cambios producidos en la definición de los mismos,
dificultan la elección de un agregado que no adolezca de problemas de
coherencia en el tiempo ya que los desplazamientosentre los distintos
componentes pueden ser verdaderamentedeterminantesde su evolución.Porúltimo, merecela penadiscutir la inclusióndel stockdecapitalpúblico
dentrode la definición de riquezautilizada y que deberíareflejar la del
sectorprivado. La primerarazóndetal inclusiónes queno sedisponede
seriesdesagregadas entresectorpúblico y privado. La OCDEcuenta con
una series de stock de capital industrial para algunos de los países
incluidos en la muestra,pero no recogeel capital residencialque, en el
caso del sector familiar, constituye una partida relevante. Por ello se 0pta
por incluir todo el stock de capital.
La inclusión de todos los ingresos impositivos se explica por el
hecho de que en contabilidad nacional no se imputan todos los impuestos
a distintos sectores. En concreto, el IVA y los impuestos que gravan la
importación,figuran en unacuentade produccióny explotaciónparalas
operaciones no sectorizadas.
En los cuadros que siguen se presentan los datos utilizados
ordenadospor capítulos.
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APÉNDICEII
Contraste de raíz unitariabajo la hipótesis nula de estacianariedad
En Leybourne y McCabe (1994) se explica y desarrolla un contraste
deraízunitariaquetienecomohipótesisnulalaestacionariedad.El modelo
consideradoestáformuladoen nivelesy tiene la formasiguiente:
(AII.1)= ~Xt +
con
at a1 + a =ao t=1~.T (AII.2)
siendo
a)cIdL)n1-q~L- 4~L2- .... -
p
un polinomioautorregresivode ordenp en el operadorde retardosL con
raícesfuera del círculo unitario,
b) e, —ud (O, a2)
c) ~ — ud (O, a2)
d) Adicionalmente, sesuponeque e~y ‘i,~ sonindependientesentresi.
Sepuededemostrarqueestemodeloesequivalenteensusmomentos
de segundoorden al procesoARIMA (p,l,l)
1V(L) (1—L)y~ = ( 1—eL)~ o <e <1 (AII.3)
con
— ud <o, a~)t
2a =e
y estando e relacionado con a~ a partir de
156
e = (r + 2 - (r2 +
dondea
IIr2
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Enestecontexto,a la representaciónARIMA (p,1,1) sele denomina
formareducidadel modeloestructuralrepresentadopor (Ah .1) y (AII.2)
Unacaracteristicade estemodelobajo estashipótesisesque a~>O
no solo implica la presenciade unaraíz unitariaen el componenteAR de
la forma reducida, sino que automáticamenteimplica la existenciade uncomponenteMA (1) invertible con un coeficientepositivo.
Paracontrastarla estacionariedadde la serie
1) Se estima el siguiente modelo ARIMA (p,1,l) bajo máximaverosimilitud
1~
Ax~= E @~ Ax~ + -‘Dii-
2) Se construye la nueva serie x a partir de los coeficientesestimados:
1’* a>
x =x - -t~ ~ E
*3) Se obtienen los residuosde la estimaciónminimocuadráticade
sobreuna constantea:
*—a
157
4) Se construyeel siguienteestadístico:
T
donde = min[i,j] y T es el número de observaciones.
Los valores críticos asintóticos están tabulados en Kiwatkowski et
al. (1992). Si s < st donde s45 esel valor critico, entoncesno sepuede
rechazar la hipótesis nula de que x~ esuna serie estacionaria.
158
APÉNDICE III
Contrastede exogeneidad
La existencia de simultaneidad en un modelo general que se
representapor:
= f3x~ + v~ (AIII.1)
puedeabordarseen la estimacióncomoun problemadevariablesomitidas
donde se cuestionala ortogonalidadde los residuoscon respectoa las
variablesincluidasen la partederechade la ecuación(Hausman(1978>).Bajo esteenfoque,el contrastede exogeneidadseplanteacomo un test
sobrela significatividad estadísticade A en:
= 8x~ + Xx~ + e~ (Allí .2)
dondex~ esel valor ajustadodex~ queseobtieneal regresarx~ sobresus
instrumentos.Parahaceroperativo tal contrastesereescribe(AIII.2) y
seobtiene:
= (1.1 + A)x~ + A (x~ - x~) +
(AIII.3)
- (8 + A)x~ - A v~ + e
donde
k
vt = x~ — xt = x,< — E y~‘tEa
y z~ son los instrumentos utilizados.
Por lo tanto, y en el caso que nos ocupa, concretamente,el
contrasteserealizaen dosetapas.En la primeraseefectúaunaregresión
de la primera diferencia de la variable, cuya exogeneidadse desea
contrastar,sobresuspropiosretardosendiferenciasy sobrelos retardos
en diferenciasdel restode las variablesqueaparecenen el modelo.
159
En concreto, se estima la siguiente relación:
j q It
Az1,~=S Ea,1 AZ1,(t~~I) + E LI1 Asfta (AIII.4)j~z1 p1 11
donde z es la variable cuya exogeneidad se desea contrastar y es, por
tanto, yf~, set, sg~, ~ rl~, rc~ y u~.
Aunque teóricamente no existen fundamentos para pensar que las
cuatro última variables pueden ser endógenas, en algún caso, parece que
merece la pena contrastarlo explícitamente.
En la segundaetapa,los residuosde la ecuación(AIII.4) estimada
se incluyencomo regresoresadicionalesen el modelogeneralestimadoen
primerasdiferenciasbajoMCO. Es decir, enestecaso,seestimapor MCO
Asf~ = ai-Ayf~ + a2Asei- + a3Asg~ + a4An~ +
(AIII.5)+ a5Arc~ + a6Arh + a,Au~ + b0Q~ -+
donde
j q It
vt =Az1,~ —r ra1,1 Az1,<~1, +Ea1Asf~11=1 p4
Si e0 y e1 son, respectivamente, los residuosde la ecuaciónestimadabajoel modelo restringido que impone b0 = O y bajo el irrestringido, (AIII.5)
entoncesen la hipótesisnula de exogeneidad,el valor de
(Ee — Ee~) /(ki-—k~) (Allí. 6)
Se~I(T -k1)
se distribuye como una F con ki--k0 y T-ki- grados de libertad, donde T es
el número de observaciones y k0 y ki- son el número de parámetros
estimados en el modelo restringido y en el irrestringido, respectivamente.
Dado que el análisis se efectúa variable a variable, la t de Student podría
utilizarse también.
160
En el cuadro Allí .1 se presentan las resultados de estecontraste
de exogeneidad, en el que, concretamente, se ha incluido un retardo de
cada una de las variables (kl en (AIII.4>). Las pruebas efectuadas con
retardosadicionalesproporcionanresultadosmuy similares.Enla primeracolumnase encuentrael valor del estadísticoconstruido, siendo3,94 el
valor de la E correspondienteal 5% de significatividad con 1 y 22 grados
de libertad. En la segunda columna se encuentrael valor del estadístico
t deb0. Las variablesderentay ahorrosedefinenentérminosde paridad
de poder de compra (ppc) y en términos de ecu (tc)>
Tal como se observa, sólo la rentadisponiblede las familiaspermiterechazar la hipótesis nula de exogeneidad,mientras que el resto de las
variablesaparecencomo exógenas-
En el cuadroAllí . 2 se presentanlos resultadosdel contrastede
exogeneidadrecogido en la ecuaciónAIX! .6, aplicado a la función de
consumo estimada en el capitulo IV. El valor critico del estadístico Ecorrespondiente a 1 y 91 y 1 y 92 grados de libertad es 3,92 al 5% de
significatividad.
Tal como se recoge en el cuadro, sólo la riqueza y la deuda pública
no aparecencomo variablesexógenas.
161
CUADRO AIII. 1. COrEASTE DE EXOGENEIDmD(1>
F[l,223 t
*1 **yfppc 9,93 3,15
t
** **yftc~ 11,75 3,43
0,23 —0,48
setc~ 0,07 —0,27
sgpp~ 0,90 0,95
sgtc~ 0,32 0,57
rc~ 0,93 0,87
1,51 1,23
rl 0,04 0,19t
u 0,94 —0,97
(**> Significativo al 5%.
(1> En este caso, el contraste se realiza sobre la especificación
ASf~ = ai-Ayf~ + a2Ase~+a3Aag~ +aán +aArc +aArl +aáu +e
CUADRO AIII.2. CONTRASTE DE EXOGENEIDAD (1>
F [1,91]
yctc~ 0,83
0,61ycpp~
wctct
wcpp~
sectct
secpP~
tctet
tcpp~
gctc~
gcpp~
wctct- 1
wcpp~1
7,53
5,44**
t
—0,91
—0,78
—2,86
—2,41
2, 15
1,00
0,48
0,68
0,25
0,18
1,02
—1,48
—1,00
0,69
0,83
0,50
0,42
—1,01
—1,21
t
2,55
1,91
1,44
F [1,90] <2>
bpctc~ 11,17
bpcpp~ 7,35
wctct
wcpp~
10,93
8,34
2 , 50
2, 18
(1) En este caso, el contraste se realiza sobre la especificación
Ac~ a0Ay~+ ai- Aw~ + a2 Ag~ + a3 Ase~ + a4 Ar~ +
Se contrasta si la inclusión de la variable instrumentada cuya
exogeneidad se analiza es estadisticamente significativa. Losinstrumentos elegidos son los retardos primero y segundo de todaslas variables presentes.
(2) Se realiza sobre el modelo especificado con los valorescontemporáneosde la riqueza y la deuda. En concreto sobre
Ac~ = a0Ay~+a1 b¡~ + a2 Ag~ + a3 Ase~ + a4 Ar~+a5bp~+et
APÉNDICEIV
Heterogeneidaden los coeficientesestimados
En el modelo propuesto para su estimación se ha impuesto
implícitamenteunarestricciónde igualdaddecoeficientes(dependientes)para todos los países, que se hacenecesariocontrastarpreviamente.
Mientras que en paneles con muchos individuos este contraste no parece
factible ni incluso puede que relevante, en el casoque aquí se analiza
parece que requiere una cierta atención ya que implica preferencias
homogéneasentre las distintas economías(Leff y Sato (1993)). Recoger
la heterogeneidadexclusivamenteen los efectos fijos en la constante
puede ser demasiadorestrictivo. Considerar la posibilidad de que los
efectos sean aleatorios presupone imponer la restricción adicional de
independencia entre los regresoresy los efectosindividuales (Arellano(1992)) por lo que no resuelve la cuestión que aquí se plantea, y en todo
caso se discute en el apéndice V. Además, silos parámetros no son iguales
paralos distintos individuos, pero no se permite en la estimación, pueden
aparecer sesgos relativamente importantes tal como se recoge en
Roberstony Symons(1992).
Sin embargo,debetenerseen cuentaque las series disponibles son
muy cortas y por lo tanto, el poderde los contrastesrelativamentedébil.
Además,en la mayor partede la literatura empíricaque ha utilizado la
metodología de datos de panel, aplicada a un conjunto de países como el
aquí considerado, no se suele abordar esta cuestión, imponiéndose la
restricción sin más.
En el cuadroAIV.1 serecogenlos resultadosde la estimaciónde la
ecuación III. 1 del capítulo III país a país cuandose utilizan todas lasvariables explicativas (definidas en ecus). Salvo en casos aislados, el
signo de los coeficientes estimados es el esperado, pero en cambio, sus
valores pueden parecer muy heterogéneos, y que dependen del país.
Un primer análisis de esta cuestión permitirla ser relativamente
optimista sobre la posibilidad de tratar los distintos países de la
Comunidad como una unidad. En concreto, la estimación del modelo
162
~i,púb1ica Federal Aletean.
‘rancia
‘ames Bajos
temo Unido
¡3W T
0,685 1,38 20
0,729 2,18 20
0,713 1,71 20
0,767 1,29 20
0,465 2,35 19
0,971 1,37 18
0,527 2,43 13
0,956 2,60 9
0,201 3,02 9
CUADIC AIV. 1. UTIM&C¡úI INDIVIDUAL DE LA ECUACI&i (111.1) (1)
en ecus de 1985
3élqica
[taU.
ortugal
tinalEfiarca
~epafia
—2o yf ea ng rl ro u It U
0,27 0,03 0,33 —0,21 —1,64 0,95 0,05 3,31
(0,77) (0,70) (3,64) (1,48) (0,64) (0,79) (0,98) (1,99)
0,72 0,18 —0,59 —0,03 —2,35 —4,11 —0,50 —0,57
<1r76) <2,10) <1,50) (0,10) <0,53) <1,25) (1,48) (0,17)
0,31 0,02 0,45 —0,49 —4,40 1,14 0,11 2,44
(0,69) (0,41) (5,54) (1,79) (1,71) (1,03) (1,31) (2,69)
0,62 -0,004 -0,19 —0,48 -0,?? 3,64 0,11 2,19
(2,92) (0,21) (1,48) (4,34) (0,40) (4,77) (1,26) (2,06)
—0,16 0,25 —0,29 0,36 —1,55 1,87 0,25 —0,08
(0,37) (5,99) (1,31) (1,70) (0,48) (1,16) (1,14) (0,03)
0,12 0,20 —0,35 —0,31 1,96 —0,05 0,09 2,02
(0,63) <4,48) (3,76) (1,84) (3,94) <0,07) (0,86) (6,66)
—0,23 0,31 —0,25 —0,60 0,78 —0,95 —0,12 0,52
<0,66) <3,11) (4,20) (3,71) (0,31) (0,46) (0,64) (0,72)
—5,14 0,73 —0,31 —0,69 5,65 —5,69 0,05 —1,94
(4,73) <5,46) (1,73) (12,10) (2,73) (1,75) (0,23) (0,69)
0,18 0,08 -0,10 -0,48 -0,50 0,63 0,05 —0,09
(0,42) (0,74) (0,85) (2,36) (1,40) (1,20) (0,43) (0,16)
Entre parénteo,is, estadístico t robusto a heterocedasticidad.
completo irrestringido en niveles y por MCO arroja para los datos
deflactadospor la PPCde 1985, el siguienteresultado:
+0,15 +0,13 da +0,64 df +0,22 dh +0,63 dr —5,03 dd -0,35 db -0,66 dp +0,14 de(0,32) (0,15) (1.03) (0,27) (1,48) <1,48) (0,48) <0,43) (0,04)
+0,20 yE —0,17 yfa —0.02 yff —0,18 yfh —0,21 yfr +0,52 yfd +0,04 yfb +0,10 yfp —0,12 yfe(2,31) <1,45) (0,19) <1,57) (2,22) <1,16) <0,41) <0,47) (0,22)
-0,35 se +0,68 sea —0.24 ser +o,so set, +0,16 ser +0,04 sed +0,06 eob +0,11 sep +0,25 seo><1,73) (2,42) (0.56) (3,25) (0,59) (0,06) (0,20) (0,43) <0,40)
-0,32 seg+0,10 sqa .0,29 eqf -0,17 sql, -0,17 sgr -0,38 eqd +0,67 sgb -0,28 sqp —0,16 sqe
<1,00> <0,26) <0,75> <0,39) <0,46) (0,97> <1,82> <0,64) (0,18>
+2,63 rl —4,37 rio, -5,24 rif —7,96 nl, —3,59 nr +2,72 rid —4,48 rlb —0,89 rip —3,48 ríe
(1,66) <0,73) (1.00) (1,59) (1,05) (0,27) (0,86) (0,09) (0,77)
-0,07 re +1,07 reo> —4.50 rcf +1,45 rch +4,62 rcr -5,33 red +2,29 rcb -2,06 rep +1,14 res(0,04) (0,31) <1,38) <0,49) (1,97) (0,45) <0,80) <0,26) (0,26)
+0,13 u -0,07 ua —0,68 uf -0,01 ul, +0,01 ur -0,08 ud +0,16 ub —0,41 up -0,04 us<0,34) (0,18) (1,33) (0,02) (0,03) <0,13) (0,37) (0,46) (0,04)
+2,71 n +0,86 na —3,35 nf +0,25 nl, +0,03 nr —4,55 nd —2,80 nl, —1,55 np —2,86 no,(3,18) (0,26) (0,88) (0,13> (0,02) (0,42) (0,92) (0,52) (0,53)
2 = 0,975R
SCR = 0,643
dondela letra a, f, h, r, d, b, p y e detrás del nombre de cadavariable
recoge la variable artificial multiplicativa correspondientea la República
Federal Alemana, Francia, Países Bajos, Reino Unido, Dinamarca,
Bélgica, Portugal y Espafla,respectivamente.La d esla variableartificial
de país, yf es la renta disponible de las familias, se es el ahorro
empresarial,sg elahorropúblico, estandolas tresúltimas expresadasen
términosrealesy per cápita, rl esel tipo de interésa largo, rc esel tipoa corto, u la tasade desempleoy a la tasa de inflación. Entre paréntesis
figuran los estadísticost no robustosa heterocedasticidad-
Estos resultados se podrían interpretar en el sentido de que
reflejan la ausenciade grandes diferencias con respecto al país de
referencia(en estecasoItalia> ya quesólo cinco de los sesentay cuatro
coeficientes de control son significativamente distintos de cero. Unresultado similar se obtiene con los datos deflactadospor el tipo de
cambio. Por lo tanto, bajo este primer contraste no parece descabellado
hablar de un patrón europeo de comportamiento.
163
Sin embargo, se hace necesario realizar un contraste más riguroso
de esta hipótesis de homogeneidadpor lo que se propone calcular el
estadístico:
(Ee~ —Se5/<k1 —
Se~/(T - k1)
queen la hipótesisnula de igualdadde coeficientesy si los erroresson
normalesse distribuye como una F con k1-k0 y T-ki- gradosde libertad,
donde e0 y ei- son, respectivamente,los erroresde la ecuaciónestimada
bajo el modelo restringidoy bajo el irrestringido, y k0 y k1 sonel número
decoeficientesestimadobajoel modelorestringidoy bajoel irrestringído,
respectivamente.
Los resultados se presentan en la última fila de los cuadros
contenidos en los capítulos III y IV bajo las filas H0: b = b1, H0: a1, b=a1,
b1yH0:a, b=a1, b. Bajo el modelo restringido se impone la igualdad de
pendientes para todos los países frente a la alternativa de pendientes
distintas. Debe señalarseque la dificultad de obtenerestimacionespor
variablesinstrumentalesdelasecuacionesensuformairrestringida, dado
el elevado número de parámetros a estimar, ha obligado a utilizar la
estimaciónmínimo cuadráticaparacalcularesteestadístico- Por lo tanto,
el resultado debe verse con cierta cautela.
Tal como se observa en los distintos cuadros, parece que,
prácticamente en todos los casos considerados en el capítulo III, los datos
admitenla restricciónde igualdaddependientesimpuestapor el modelo-
En cambio, no parece que esto sea así balo las estimaciones de la
función de consumo recogidas en el capítulo IV. Sin embargo, de forma
similar, se puede realizar un contraste de que la respuesta del consumo
a una determinada variable es idéntica en todos los países, sin
preocuparsede si esta homogeneidadse satisfacepara el resto de lasvariables. En concreto, en el cuadro AIV.2 de este apéndicepueden
encontrarse los resultados de este contraste efectuados sobre las
especificaciones que figuran en el cuadro IV. 3 del capítulo IV, donde se
164
estima la función de consumo en primeras diferencias. El cuadro AIV. 2
recoge el valor del estadístico F con los grados de libertad que figuran
entre corchetes para la respuesta al consumo público, el ahorro
empresarial, los impuestos y las transferencias. Tal como se observa, en
prácticamente todas las variables excepto por lo que respecta a
transferencias, parece que no puede rechazarsela hipótesis nula de
homogeneidad.
165
CUADRO AIV. 2. CONTRASTES DE HOMOGENEIDAD DE LA RESPUESTA POR
A LAS VARIABLES SEGÚN LAS ESPECIFICACIONES RECOGIDAS
EN EL CUADRO
(1>
1,84
[6,97]
set
tr
rt
nr
1, 17
[6,97]
3 , 79[6,97]
1,22
[6,97]
t
t
(2)
2,11
(6,99]
1,21
[6,99]
(3>
0,81
[6,91]
1,59
[6,91]
1 , 87
[6,91]
4,09
[6,99]
(4)
1,48
[6,97]
1,42
[6,97]
**2 , 87
[6,97]
(5)
1,82
[6,99]
1,54
[6,99]
1,37
[—6,97]
3,65
[6,99]
PAISES
(6)
0,90
[6,91]
1,83
[6,91]
1,95
(6,91]
**
(1) valor del estadístico r cuando se deja libre la respuesta de cadapaís a la variable considerada frente a la alternativa de que la
respuesta es homogénea en el conjunto de paises analizados. Lanumeración se corresponde con la del cuadro IV.3 del capitulo IV.Entre corchetes figuran los grados de libertad.
APÉNDICEV
Efectosfijos y aleatorios
Los efectos individuales se pueden considerar siempre aleatorios sin
pérdida de generalidad ya que la distinción entre efectos fijos y aleatorios
se puede reducir a determinarsi los efectosestáncorrelacionadoso no con
las variables observables(véaseMundlak (1978)y Chamberlain(1980)).
Se partedel modelo:
x1...N t=1...T
en dondexi-~ esun vector 1< x 1 de variablesexplicativas, B esel vectorde parámetrosa estimar, fui esun efectoindividual y vit un término de
perturbación.
En el modelo de efectos fijos los son considerados como un
conjunto de coeficientes que se pueden estimar junto con 8. En cambio,
en el modelo de efectosaleatoriostradicional se consideraque ‘iui es una
variablesaleatoriainobservablequepasaa formarpartedeun términode
perturbación compuesto
=
El supuestoadicional bajo este segundo modelo es que ‘h esindependientede x1~, por lo que puedehacerseinferenciaincondicional
(modelode errorescompuestos)paraestimarlos 5. En cambio, si está
correlacionadocon x1~ puedeserconvenientehacerinferenciacondicional
sobrelas realizacionesde los ~t (efectosfijos).
El estimadorintragrupos(within groups)sepuedeobtenerdetres
maneras:
a) estimandoconjuntamentelos fi y los ‘ij (inferencia conjunta).
166
b) transformandolaecuaciónendesviacionesortogonales (véase
nota 4) o con respecto a las medías temporales para eliminar
los efectos (inferencia condicional).
e) especificandouna distribución de probabilidad para los
efectosque tengaencuentala dependenciaentreel efectoy
el regresor.
El modelo lineal con variables exógenasen sentidoestricto es uncasoespecialen el que los tres principios dan lugar al mismo resultado.
Sin embargo, esto no es así en modelos más complejos.
En el modelocon errorescompuestossesuponeque
= E(v±~) = O
E(x1~rQ=E(x1~v1o,)=O
por lo que MCO proporcionaun
dado que
u15~ var (ni-)
estimadorconsistentede ¡3. Sinembargo,
Vs * t
un estimador de MCGproporcionará un estimador más eficiente que MCO.
En concreto, tal como serecogeenArellano y Boyer (1990), a partir de
Hausmany Taylor (1981), una transformaciónMCG cuando
— ud [0, a2] yti
— Ud [0, a2]
es
donde e =
167
y = = Is x1o>
Paraello se necesitaun estimadorprevio de 02 y quesepueden
obtenercomo
52 1 ~N (T - 1) ±=~ t=í
-2 1a=E
‘~ Ny~í
dondey’~ y x1~ sondesviaciones
las variablesoriginales,
y fi es el estimadorintra-grupos
Balestray Nerlove.
- - T 52
con respecto a las medias temporales de
xIt = xI~ — XI
Este estimador MCGes el estimador de
El estimadorMCG (¡3MCG) puedeverseasí comouna mediaponderada
del estimadorintra-gruposo devariablesartificiales (8N) y delestimador
entre-grupos(bE&), quees MCO aplicadoa las mediastemporalesde los
distintos individuos, siendoe la ponderación.Por lo tanto, si e = O, este
estimadoresequivalenteal intra-grupos. Bajo esteenfoqueseve que laineficiencia de MCO resulta de una ponderaciónineficiente de ambos
estimadores.En particular, en comparacióncon S~, MCO da demasiado
pesoa la variación entreindividuos.
El contraste de ortogonalidad de los efectos aleatorios y los
regresoresfue desarrolladopor Hausman(1978). Se basaen la idea de
168
que en la hipótesis nula de ausenciade correlación, (es decir, en la
hipótesis de que el modelo de efectos aleatorios es la especificación
correcta), tanto el estimadorMCO en el modelo de variables artificiales
como MCG son consistentes,pero MCO esineficiente, mientrasque en la
alternativaMCO es consistentey MCG no lo es. Por lo tanto, en la nula,
los dos estimadoresno deberíandiferir demasiadoy, por lo tanto, elcontrastepodríafundamentarseen estadiferencia.
En concreto,el contrasteseforniula como
m = (fIN — fjMCC) (Var(ñíN) — Var(BMCG)> (Bi-14-¡3 )
que se distribuye como una 4, y donde
Var (BIN) a~ (i’ZV’
MCC —Var (¡3 ) = 02 (xix + e Tx’~§’
De forma equivalente,sepuedeformular como:
(fiN — bEN) (VarUSIN) —Var(b~)) IN —
que sedistribuye como una donde
Var (bu) ~2 (&T~’xF’
Debe tenerseen cuentaque
Var (8uiN~BMCQ)=Var(fiIN)~Var(1?CG)~CovfIN fiMCG] Co4fi¡N ÉMCC]’
Hausman(1978) muestraque la covarianzade un estimadoreficiente con
su diferenciaen relacióna un estimadorineficienteescero. Porlo tanto:
169
MCC -
Cov[BIN,8MCG j = Cov[fiIN ,fi 1 —Var[B~ 1 = O
y
Var[&CC] = Cov[BIN, fiMCC]
por lo que
Var(131N — ÉMCCI = Var(BíN) — Var(BM~’O)
Además,
Var(B’~) = Var(BuN) + Var(b~)
Por lo tanto, la supuestaelecciónentreun modelode efectosfijos
o de efectosaleatoriossereducea un contrastesobrela correlaciónentrelos efectosindividualesy los regresores.
Si la hipótesis nula de que los efectos no estáncorrelacionados
puederechazarse,entoncesseadoptael enfoquede efectosfijos.
170
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