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TESIS DE GRADO

MAGISTER EN ECONOMIA Julio 2008

PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE

I N S T I T U T O D E E C O N O M I A

MAGISTER EN ECONOMIA

El Ciclo Político Económico Oportunista: El Caso de Sudamérica

Juan Domingo Riesco Urrejola

Comisión

Juan Eduardo Coeymans

Diego Saravia

Julio 2008

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RESUMEN

Este trabajo testea la presencia de Ciclo Político Económico Oportunista (CPE)

en diez países de Sudamérica para el período 1980-2007, observando si hay evidencia

en el uso de Política Monetaria y Fiscal expansiva en los períodos pre-electorales,

poniendo énfasis en el rol de las reformas del período. Para el caso de la Política

Monetaria, encontramos evidencia de CPE para los países con poca autonomía del

Banco Central; para la política fiscal, que testeamos por países y por Panel, los

resultados dependen de la especificación: concretamente, encontramos evidencia para

una de las dos especificaciones.

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ÍNDICE

1. Introducción 4

2. Revisión Bibliográfica

2.1 Revisión Teórica 7

2.2 Evidencia Empírica 9

3. Modelo Econométrico

3.1. Ciclo Político Económico en la Ecuación Monetaria

3.1.1. Especificación General de la Ecuación Monetaria 13

3.1.2. Especificación sobre la Autonomía del Banco Central 16

3.2. Ciclo Político Económico en la Ecuación Fiscal

3.2.1. Especificación General de la Ecuación Monetaria 19

3.2.1.1 Especificación por Primeras Diferencias 20 3.2.1.2 Especificación por Vectores de Cointegración 21

3.2.2. Especificación de la Ecuación Fiscal Mediante Panel 22

4. Datos

4.1 Obtención y Construcción de Datos 23 4.2 Descripción de los Datos 4.2.1 Datos para la Ecuación Monetaria 23 4.2.2 Datos para la Ecuación Fiscal 24

5. Resultados

5.1 Ecuación Monetaria 5.1.1 Resultados por Países 26 5.2.2 Resultados Introduciendo la Autonomía del Banco Central 27 5.2 Ecuación Fiscal 5.2.1 Resultados por Primeras Diferencias 30 5.2.2 Resultados por Cointegración 31 5.2.3 Resultados por Panel 32

6. Conclusiones 33

7. Referencias 35

8. Anexos 38

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1. INTRODUCCIÓN

En el último tiempo se ha puesto un fuerte énfasis en la importancia de las

reformas y de la institucionalidad en el desarrollo de las economías, a partir de experiencias

exitosas de países que han introducido reglas del juego estrictas y no sujetas a intereses

provisionales. El período que se inicia a mediados de los ochenta en las economías ricas y en

los noventa en países en vías de desarrollo en donde se produjo una importante reducción de

volatilidad tanto en el producto como en la inflación se conoce como La Gran Moderación.

Muchos autores consideran que este fenómeno se dio en gran medida por las reformas

económicas y estructurales llevadas a cabo en los países, que provocaron políticas a largo

plazo ajenas a las vicisitudes políticas, eliminando gran parte del ruido de éstas1. Por ejemplo,

Betancour et al concluyen que para Chile procesos como la autonomía del Banco Central, la

regla del superávit fiscal o la profundización del sistema financiero, le dieron al país una

estabilidad en que las respuestas frente a los distintos shocks fueron mucho más sólidas. Se

menciona que la credibilidad ganada en las políticas del Banco Central después de la

autonomía provocó un cambio en las expectativas que terminó con gran parte de la

persistencia histórica de la inflación. Observan que la autonomía tuvo sobre todo, una gran

utilidad por terminar con las presiones políticas y el financiamiento fiscal, que determinaban

horizontes de corto plazo y cambiantes.

Parece importante entonces ver la influencia que han tenido reformas como la

del Banco Central en los mecanismos de manipulación económica por parte de los políticos. La

Teoría del Ciclo Político Económico (CPE) hace un análisis de la interacción de los ciclos

políticos con las variables económicas. Esta interacción nace de la suposición de que a los

políticos les interesa el poder y a los ciudadanos les interesa el desarrollo económico. En la

medida que los ciudadanos estimen que el manejo económico está siendo bien llevado por los

gobernantes, estarán dispuestos a votar por ellos. La situación se determina a partir de las

suposiciones que se establecen para los dos grupos relevantes del problema, los políticos y los

ciudadanos.

Los políticos cuentan con elementos de control para incentivar la economía y

desviarla de su tendencia (política monetaria, política fiscal, política cambiaria), y pueden

usarlos con motivaciones oportunistas –los políticos quieren llegar al poder y mantenerse en

1 Hay estudios, por el contrario, que encuentran que la Gran Moderación se dio marginalmente por

éstas, y principalmente por disminuciones de los shocks. Mirar por ejemplo, Stock y Watson.

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él, o por motivaciones ideológicas –los políticos le dan distinto valor relativo a las variables

según su ideología.

Los ciudadanos a su vez, pueden tener expectativas adaptativas o racionales:

en caso que sean adaptativas, los políticos podrán interferir constantemente en los valores de

la economía y los electores serán engañados2 sistemáticamente (Nordhaus, 1975); en caso que

sean racionales el engaño estará dado por un problema de asimetrías de información, y sólo

podrá ser a corto plazo (Persson y Tabellini, 1990).

Cuando los ciclos son oportunistas la política económica no es óptima, pues ha

sido elaborada con el fin exclusivo de obtener más votos. Si las expectativas son racionales las

desviaciones de la tendencia serán sólo a corto plazo y por tanto, una política monetaria y

fiscal expansiva en períodos pre-eleccionarios, debe ser sucedida por una política contractiva

en el período posterior; en consecuencia, la manipulación oportunista provocará un aumento

de volatilidad en las variables económicas. En un ciclo ideológico esto no es así

necesariamente, pues se da por las preferencias de los políticos de turno, quienes privilegian

determinados niveles macroeconómicos, utilizando las herramientas correspondientes para

lograrlos. De esta manera, si en dos períodos consecutivos gobiernan políticos de la misma

ideología, sería razonable no encontrar ciclos relevantes; por el contrario si existe un cambio

en el partido que esté en el poder, estos ciclos deberían observarse.

Los trabajos empíricos sobre Ciclo Político Oportunista se han dedicado a

observar distintas especificaciones de modelos mayoritariamente para países desarrollados.

Aunque desde mediados de los noventa y hasta ahora se han realizado trabajos para

Sudamérica y otros países en vías de desarrollo -Borsani (2003), Gámez (2004), Larraín y Assael

(1997) o Schuknecht (1996, 2000)- no se han detenido en los posibles cambios de los ciclos que

se pudieran observar en el tiempo y es poco o nada lo que se ha investigado sobre el impacto

de las reformas en éste. Es importante estudiar esto para entender las magnitudes reales de

los procesos de reforma llevados en Sudamérica en las últimas décadas, y para observar cual

ha sido el valor que han tenido para establecer un uso responsable de las herramientas con

que cuentan las autoridades, cimentando un entorno más positivo para las posibilidades de

desarrollo de las economías de la región.

2 Se dice que será un engaño pues los individuos no saben si las condiciones verdaderas de la economía

son consistentes con los índices que se observan. Pueden votar por ellos pensando que la economía está bien cuando en realidad es la manipulación de ella la que está entregando esos valores.

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La Teoría de CPE Oportunista en la que nos basamos sostiene que los

gobiernos usan en los períodos pre-electorales las herramientas disponibles para mejorar a

corto plazo el desempeño económico, y así obtener más votos. El objetivo de este trabajo

consiste en el estudio para diez países de Sudamérica en un período que va desde 1980 hasta

2007, de la existencia del Ciclo Político Económico monetario y Fiscal oportunista en un

contexto de expectativas racionales, revisando el comportamiento de las distintas regulaciones

(en particular de la Autonomía del Banco Central) e intentando comprender los mecanismos

por los cuales estas conductas pueden alterarse.

Para observar la existencia de Política Monetaria oportunista construimos un

modelo autorregresivo del crecimiento de dinero controlando por crisis externas y estimando

el CPE con distintas dummies que se activan antes y después de los períodos electorales. Para

analizar el efecto de la autonomía del Banco Central en el uso de éstas políticas, en primer

lugar, se verifica si hay cambio en el uso de la política monetaria antes y después de las leyes

de autonomía; en segundo lugar, se construye un coeficiente a partir del índice de Cuckierman

que define el grado de autonomía de los bancos centrales de la región.

Para observar la existencia de Política Fiscal oportunista se construye un

modelo con el déficit fiscal como variable dependiente y variables estructurales como

explicativas, y se especifica tanto un modelo por primeras diferencias como un modelo de

cointegración, controlando por crisis y estableciendo dummies electorales.

Hallamos que los países con menor autonomía del Banco Central incurren en

manipulaciones de la política monetaria antes de las elecciones, y que los países en la mayoría

de los casos cambiaron su comportamiento oportunista con las reformas de autonomía.

Encontramos evidencia en una de las dos especificaciones para la ecuación fiscal de CPE

oportunista. Por otro lado, los cambios que se observan en el comportamiento del uso de

Política Fiscal ocurren generalmente en tiempos de reformas estructurales.

Este trabajo se estructura de la siguiente manera: en la sección dos se hace

una revisión bibliográfica, tanto teórica como empírica; en la sección tres se determina el

modelo econométrico para la Ecuación Monetaria y Fiscal; en la sección cuatro se presentan

los datos y se definen las variables con las que se trabajará; en la sección cinco se estima por

países para la Ecuación Monetaria y por países y panel para la Ecuación Fiscal y se muestran los

resultados; en la sección seis se concluye. Después de las referencias, se presentan los Anexos.

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2. REVISIÓN BIBLIOGRÁFICA

2.1 REVISIÓN TEÓRICA

La literatura de los Ciclos Políticos Económicos, surge en los años setenta a

través de los trabajos de Nordhaus (1975) para el CPE oportunista y Hibbs (1977) para el CPE

ideológico. Estos modelos son de expectativas adaptativas, en donde los gobiernos pueden

influir en los escenarios de manera sistemática.

El modelo de Nordhaus se basa en una curva de Phillips aumentada por las

expectativas de inflación, donde la autoridad tiene como variable de control a corto plazo el

desempleo. Los individuos, por otro lado, valoran tanto la estabilidad de precios como el bajo

desempleo, están más conscientes de las condiciones recientes que pasadas (tienen memoria

corta), y para decidir su voto comparan el desempeño normal –promedio, con el desempeño

reciente del gobernante: si consideran que el desempeño reciente supera al normal, entonces

votan por el gobernante (o su partido). Así, el problema del gobernante se define como:

���� � ��� �� �����

�� ����� � ���� � ��� ������������ � ��� � ��

Donde ��� �� es la función de voto estática, µ es la tasa de pérdida de memoria de los

votantes y � es el período electoral (en cada momento del tiempo lo que resta para la

elección). Las restricciones son las condiciones del sistema macro, donde � es la inflación, � el

desempleo y � es la expectativa de la tasa de inflación. Compara el resultado de las tasas

óptimas de desempleo e inflación a largo plazo con ausencia y presencia de CPE: con CPE se

sobreestiman las posibilidades de trade-off de la curva de Phillips, provocando un menor

desempleo y una mayor inflación que las tasas óptimas. La dinámica a corto plazo, en tanto,

funciona del siguiente modo: antes de la elección disminuirá la tasa de desempleo,

inmediatamente después, para controlar la inflación, el desempleo aumentará más allá de sus

niveles normales.

El modelo de Hibbs enfatiza que los gobiernos tienen ciertas preferencias, en

concreto, que los gobiernos de derecha eligen la estabilidad en la economía (bajas tasas de

inflación) mientras los gobiernos de izquierda optan por gobiernos con mayor inflación pero

con mayor crecimiento y menor desempleo; esto se explicaría porque los partidos tienen

distintas funciones de utilidad, con aversiones disímiles por el desempleo y la inflación. Hibbs

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hace este ejercicio para doce países capitalistas desarrollados en el período postguerra, y

luego, mediante un análisis de series de tiempo con una data de desempleo para Gran Bretaña

y EEUU, encuentra que estas tasas han sido constantemente llevadas hacia debajo de su nivel

normal en gobiernos laboristas y democráticos y hacia arriba de su nivel normal en gobiernos

conservadores y republicanos.

En los ochenta surgen los modelos de expectativas racionales e información

asimétrica, limitando los alcances que tienen los políticos para intervenir en la economía. En

rigor, algunos supuestos del modelo inicial parecían poco probables en la realidad, como que

éste pudiera desviar a largo plazo las sendas de desempleo e inflación sin castigo eleccionario,

o que los electores pudiesen ser sistemáticamente engañados. En los modelos racionales,

cuando los individuos forman sus expectativas, están al tanto de los incentivos de las

autoridades, pero no tienen toda la información con que cuentan éstas; en consecuencia, los

individuos no podrán ser sistemáticamente engañados. Dentro de estos modelos, están los

oportunistas de expectativas racionales y los ideológicos de expectativas racionales.

En los modelos oportunistas con expectativas racionales los gobernantes

manipulan a corto plazo antes de las elecciones, incrementando el gasto público y la oferta

monetaria, y endureciendo la política monetaria después de las elecciones, sin tener efectos

de largo plazo en las variables macroeconómicas. El electorado vota por el candidato que le

parece más eficiente, y como la eficiencia del período 1 está relacionada con la del período 2 y

la información es asimétrica, el gobernante supone que si mejora la eficiencia en el período

antes de la elección, el votante creerá que en el período siguiente seguirá siendo más

eficiente, por lo que votará por él. El paper de Persson y Tabellini (1990) reestructura el

modelo original de Nordhaus, agregándole expectativas racionales, donde la eficiencia estará

dada por la mejor combinación desempleo-inflación que un gobierno pueda alcanzar. En estos

modelos, por lo general, se observan las manipulaciones a corto plazo a partir de los

instrumentos de política, puesto que resulta mucho más fácil para los políticos, y más acorde

con una manipulación de corto plazo con votantes racionales, aumentar el dinero y/o el gasto

para el año de la elección, antes que intentar reducir la tasa de desempleo o hacer cambios

más estructurales (por ejemplo, reducir impuestos).

En los modelos ideológicos de expectativas racionales los partidos interactúan

con los electores, que están al tanto de que los partidos tienen distintas funciones objetivos, y

donde lo importante serán las políticas inesperadas. En general, estos modelos más que

asimetrías de información usan rigideces nominales, como por ejemplo salarios nominales no

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perfectamente indexados. Si el partido más expansivo gana las elecciones, entonces el

desempleo y el crecimiento serán a corto plazo bajo y sobre la tendencia respectivamente, si

es el partido menos expansivo el que gana, el proceso será inverso. Empíricamente se ha

probado que el primer caso corresponde a los gobiernos de izquierda y el segundo a los de

derecha, y que la inflación permanentemente será mayor en las administraciones de izquierda.

Algunos trabajos importantes en el área son los de Alesina (1987) donde se expone el modelo,

y el de Alesina y Sachs (1988), donde se prueba el modelo para EEUU -un país bipartidista, en

el que se modela para demócratas y republicanos una función de pérdida en la que ambos

tienen los mismos objetivos de desempleo e inflación, pero muestran aversiones distintas a

sus desviaciones.

En los últimos años, con la disminución de la inflación y la apertura comercial,

la tendencia se ha trasladado a analizar además de la política monetaria y la política fiscal, la

política cambiaria. Larraín y Assael (1994) extienden el modelo de Nordhaus incorporando el

tipo de cambio nominal como una variable de política que los gobernantes controlan. El

supuesto es que los ciudadanos valoran positivamente la estabilidad del tipo de cambio real,

por lo que castigan sus desviaciones. Insertan el tipo de cambio nominal en la ecuación que

describe el proceso inflacionario permitiendo reflejar que en una economía abierta y dado un

nivel de empleo que las autoridades pretenden alcanzar, la inflación asociada será menor si se

revalúa la moneda y mayor si ésta se devalúa, actuando como un parámetro de la curva de

Phillips. Una de las conclusiones del modelo es que su solución no es única y que depende de

los parámetros estructurales: sin embargo, advierten que un caso típico de CPE estaría dado

por un aumento en el crecimiento del producto, una caída en la tasa de inflación y una

disminución del tipo de cambio real3.

2.2. EVIDENCIA EMPÍRICA

Desde el punto de vista empírico, la modelación de los Ciclos oportunistas en

expectativas adaptativas y racionales se diferencia por las consecuencias que tienen estos en

sus valores de largo plazo y por las variables que se están midiendo.

3 En general en la literatura empírica la acepción que se usa para ver si hay CPE oportunista es una

apreciación del tipo de cambio nominal antes de las elecciones y una depreciación posterior. Para los modelos ideológicos, en tanto, funcionan modelos políticos en donde los partidos pueden defender a los sectores no comercializables (por lo que buscan un tipo de cambio apreciado) o a los comercializables (que prefieren un tipo de cambio depreciado). Mirar por ejemplo, Aboal el al.

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En un CPE oportunista con expectativas adaptativas se testean generalmente

resultados de política (producto, desempleo, inflación), que en el caso normal está dado por

una expansión en el año anterior a las elecciones, crecimiento del PIB por encima y desempleo

por debajo de lo normal en el año electoral, aumento de la inflación inmediatamente antes o

después de las elecciones, recesión posterior y cambios en las tasas de inflación y desempleo

de largo plazo, aumentando y disminuyendo en relación a los valores que se darían en

ausencia de CPE.

En un CPE oportunista con expectativas racionales se testea generalmente el

uso de instrumentos (política fiscal, política monetaria, política cambiaria) más que los

resultados de política4, que en el caso normal está dado por manipulaciones de corto plazo

antes de las elecciones, como el aumento del déficit público y de la oferta monetaria. Como los

niveles de largo plazo no se alteran, es necesario que haya una política monetaria contractiva

después de las elecciones5.

Como muy bien observan Larraín y Assael (1994), la evidencia de ciclos en las

variables resultado (producto, desempleo, inflación), tienen como condición necesaria la

manipulación de variables instrumentales, pero además requieren que ésta se refleje en las

variables resultado, lo que no necesariamente ocurre. Así, es razonable que la evidencia

empírica para los trabajos que se centran en los instrumentos sea más favorable a aceptar la

existencia de CPE que aquellos que se centran en los resultados. Creemos nosotros, por otro

lado, que lo importante en la discusión tiene más que ver con la predisposición de los políticos

a manipular la economía que a lo que logren en materia de resultados con esta, que

dependerá en gran medida de las expectativas de los ciudadanos, de la credibilidad con que

cuenten los políticos, y de las rigideces que tenga la economía. Por ejemplo, si en una

economía con información asimétrica, los ciudadanos no le creen a la autoridad monetaria que

la expansión corresponde a un shock positivo y por el contrario sospechan que es una

maniobra para ganar más votos, el efecto que esta política monetaria expansiva tenga en

términos de producto y desempleo será cercano a cero. Sin embargo, tendrá consecuencias

negativas para la economía, por una mayor inflación, una menor confiabilidad futuro a las

señales del Banco Central (aumento de volatilidad y riesgo) y por no trabajar con objetivos de

4 Aunque también hay varios estudios que testean variables resultado.

5 En el caso del CPE ideológico en el modelo de expectativas adaptativas el desempleo está por debajo, y

el crecimiento y la inflación por encima durante gobiernos de izquierda y viceversa. En el racional, hay un efecto de corto plazo en donde el desempleo está por debajo y el crecimiento por arriba de lo normal (tendencia) por dos años después de la victoria de partidos de izquierda y viceversa. Revisión empírica de ciclos ideológicos no se hace puesto que éste es un trabajo de CPE oportunista.

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largo plazo. En consecuencia, si quisiéramos observar la existencia de CPE oportunista a través

de las variables resultado, rechazaríamos la hipótesis falsamente.

En términos generales, la mayoría de la evidencia empírica para el modelo

inicial de Nordhaus rechazó la existencia de Ciclo Político Económico Oportunista: algunos

ejemplos relevantes son el estudio de Alesina (1988) para EEUU y de Alesina y Roubini (1990)

para una larga muestra de economías de la OECD.

Cuando se insertan las expectativas racionales, y se empiezan a probar los

modelos a partir de la manipulación en las herramientas de política, la existencia del Ciclo

Político Económico comienza a ser más favorable. Grier (1987) por ejemplo, usando la técnica

de rezagos distribuidos en un polinomio para el crecimiento del dinero, encuentra evidencia de

política monetaria expansiva para las elecciones en EEUU entre la década de los sesenta y

ochenta; Alesina (1988), hace un modelo con las transferencias personales netas como

variable dependiente (tratando de probar la existencia de una política fiscal expansiva a partir

de esta variable), usando como explicativas rezagos, desempleo, un término de tendencia y

una dummy electoral, y encuentra evidencia del ciclo para el período 1961-1985 (no así para el

período 1949-1960).

Alesina, Cohen y Roubini (1991) testean para dieciocho países de la OECD

varias especificaciones para probar la existencia de política monetaria y fiscal expansiva antes

de las elecciones, con datos trimestrales desde 1960 hasta 1987. La especificación para la

ecuación monetaria es un proceso autorregresivo del crecimiento del dinero con dummies

electorales que se activan i trimestres antes de las elecciones, y la del déficit fiscal corresponde

a una ecuación estructural que incluye entre las explicativas, al desempleo, la tasa de interés y

el crecimiento, además de las correspondientes dummies electorales. El panel demuestra

existencia tanto de política monetaria como fiscal expansiva antes de las elecciones; sin

embargo, el análisis por países da significancia solamente para unas pocas economías.

González (2002) encontró, para un análisis de política fiscal oportunista, que estos eran

mayores en los países de ingresos medios con niveles medios de democracia.

La evidencia empírica en los setenta y ochenta es prácticamente sólo para

países desarrollados. Para Latinoamérica, el estudio de Calvo (1995), en el que analiza la crisis

mexicana, fue uno de los primeros. Según el autor, parte importante del incremento del déficit

cuasifiscal de la Crisis del Tequila estaba asociado a la extensión del crédito antes de las

elecciones de 1994. Luego Schuknecht (1996) encontró política fiscal expansiva antes de las

elecciones y contractiva después para un panel de 35 países en desarrollo.

Borsani (2003) estimó un panel con efectos fijos para 13 países

latinoamericanos para ecuaciones de producto y desempleo en elecciones parlamentarias y

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presidenciales donde usó un modelo estándar de corrección de errores. Las ecuaciones

contenían, además de las dummies, solamente un rezago de la dependiente en la ecuación de

producto y solamente el crecimiento en la ecuación de desempleo. Los datos a su vez, no eran

balanceados en el tiempo, y para cada una de las ecuaciones se contaba con distintos países.

Obtiene evidencia para el año posterior a las elecciones, en donde fue registrado un menor

crecimiento y un aumento en la tasa de variación del desempleo para la votación presidencial,

lo que es coherente con la CPE oportunista. Un resultado interesante que encuentra es que en

los años electorales presidenciales los gobiernos con mayoría en el parlamento

experimentaron un crecimiento mayor en comparación a los años electorales en los cuales los

gobiernos contaban con la minoría de la Cámara de Representantes; sin embargo, no

encuentran asociación entre el crecimiento del producto y años no electorales con gobiernos

mayoritarios.

Larraín y Assael (1997) analizan estableciendo criterios arbitrarios6 la evidencia

para el Ciclo Político Económico en Chile: encuentran evidencia a favor de éste tanto en

política monetaria, en política fiscal y en política cambiaria para un período que va desde las

elecciones de 1942 hasta las de 1993; la evidencia se da incluso para presidentes

independientes que no tenían un candidato natural, o sea, que no tenían incentivos porque no

había continuidad posible en el poder (Ibáñez y Jorge Alessandri7). En el único período que no

se cumple lo que predice el CPE es en el último gobierno de estudio (Aylwin).

Para observar política monetaria expansiva en períodos pre-electorales en

Chile, Céspedes y Soto (2005) utilizan una estimación GMM de una regla de política monetaria

para el período 1989-2003. Caputo y Liendo (2005), en tanto, estiman utilizando métodos

bayesianos en un modelo estructural que incluye una reacción para la política monetaria. La

regla de política monetaria en ambos casos, cuenta con la tasa de interés real como variable

dependiente, y como explicativas un rezago, las desviaciones de la inflación con respecto a la

meta, la brecha de producto y una dummy que se activa para i trimestres previos a las

presidenciales y otro análogo que se activa para las parlamentarias. Todos los coeficientes de

las dummies resultan no significativos en ambos casos, rechazando la existencia de CPE

monetario en estas fechas. Adicionalmente, Caputo y Liendo estiman una función del

logaritmo de verosimilitud, del que obtienen similares conclusiones pero el modelo indica un

poder explicativo menor.

6 Por ejemplo, hay evidencia de política monetaria expansiva si el crecimiento del dinero del último

trimestre fue al menos 20% superior que el promedio del crecimiento del dinero durante todo el período de gobierno. 7 La explicación de los autores sobre la razón de este comportamiento es que era un asunto de imagen,

ya sea para los libros de historia o para una virtual candidatura en el futuro.

- 13 -

Nuestro trabajo pretende insertar en la discusión del CPE el efecto de las

reformas. En concreto, es la primera vez que se intenta recoger la influencia de la autonomía

del Banco Central y que se estudian los cambios de las series a través del tiempo, lo que

podría ayudar a entender mejor las causas y las posibles soluciones8 de la existencia del Ciclo

Político Económico Oportunista, en la medida que reformas estructurales detuviesen el uso

indebido de las herramientas de política. Desde el punto de vista metodológico, para la Política

Fiscal se inserta una especificación por cointegración que recoge tanto efectos de corto como

de largo plazo y que predice bastante mejor que los modelos convencionalmente usados en

otros papers del CPE.

En general, la evidencia empírica indica que los países desarrollados se ajustan

mejor al Ciclo Político Económico ideológico con expectativas racionales, basado en las

diferencias entre políticas llevadas a cabo por partidos de diferente tendencia, mientras que

para los países emergentes el ajuste es mejor al Ciclo Político Económico oportunista con

expectativas racionales, en las que el comportamiento de la economía se explica por los

períodos de elecciones y la manipulación de las herramientas correspondientes, independiente

de los partidos.

3. MODELO ECONOMÉTRICO

3.1 CICLO POLÍTICO ECONÓMICO EN LA ECUACIÓN MONETARIA

3.1.1 ESPECIFICACIÓN GENERAL DE LA ECUACIÓN MONETARIA

La especificación econométrica es a partir de un proceso autorregresivo del

crecimiento del dinero mensual, de la forma:

� �� � � � !�"! �#�� $�"$ � $%!&' �( $%)& � *

Donde la variable dependiente es el crecimiento del dinero en el tiempo t9,

definida como � � +!,+!,-. � / � �, el M1 es el agregado monetario M1, las variables

8No pretende ser un juicio normativo. Nos limitamos a afirmar que como la existencia de CPE no es

deseable porque produce ruidos a corto plazo, aumentando la volatilidad y el riesgo, detenerlo es beneficioso para el país. 9 En el caso de que hayan cambios de monedas en los países, dolarización o similares, el crecimiento del

dinero de ese mes estará medido por un promedio simple del crecimiento del dinero en el año en que

- 14 -

independientes son p rezagos, una dummy &' que controla por crisis externas y las dummies

electorales &.

La especificación de la cantidad de rezagos se hace de acuerdo, en primer

término, a los métodos gráficos normales –gráficos y correlogramas, y en segundo, a los

criterios de Akaike, Schwarz y parsimonia10. Adicionalmente, la serie debe desestacionalizarse.

Se testean varias dummies electorales acordes con el Ciclo Político Económico

Oportunista, que serán testeadas en distintas regresiones para cada uno de los países y

también en forma conjunta. Las definiciones son las siguientes:

� D1: Es la dummy tradicional del CPE oportunista. Se activa en los doce meses

antes de la elección y en el mes de la elección. Si hay CPE oportunista en el

país, el coeficiente debería ser positivo, ya que el crecimiento del dinero

debiera acelerarse en períodos pre-electorales para incentivar la economía.

� DR: Se activa en los doce meses posteriores a la elección. Como en un CPE

oportunista racional, los efectos a largo plazo son nulos, a la expansión pre-

electoral debe seguirle una contracción post-electoral. Se espera por tanto, un

coeficiente negativo.

� DS: Es una variación de D1: se activa desde los 15 meses antes de la elección

hasta el cuarto mes antes de la elección incluido. Supone que en el último

trimestre antes de las elecciones, un aumento del crecimiento del dinero no

se alcanzará a ver reflejado en la economía antes de las elecciones, por lo que

los políticos inician desde antes la contracción monetaria. Se espera que sea

positivo.

� DRS: Es análogo a DR pero para DS. Se activa doce meses a partir del tercer

mes antes de la elección hasta el octavo mes después de la elección. Se espera

que sea negativo.

� D15T, D12T, D9T, D6T, D3T: Son descomposiciones de D1 Y DS por trimestres,

donde el número que lleva cada una de ellas indica cuando cuántos meses

antes de la elección se activan: D15T es la dummy que toma el valor 1 para el

trimestre que comienza 15 meses antes a la elección (como es trimestral, se

activa sólo tres meses), D12T es la dummy que toma el valor 1 para el

ocurra. Es evidente que no resulta totalmente rigurosa esta suposición, pero la creemos razonable para que el efecto de ese dato no altere el comportamiento de la serie. 10

En el Anexo 2, se muestra el procedimiento completo.

- 15 -

trimestre que empieza doce meses antes a la elección, D9T es la dummy que

toma el valor 1 para el trimestre que empieza nueve meses antes a la

elección, D6T es la dummy que toma el valor 1 para el trimestre que empieza

seis meses antes a la elección y D3T es la dummy que toma el valor 1 para el

trimestre que empieza tres meses antes a la elección y también se activa el

mes de la elección. Se espera que D15T, D12T, D9T y D6T sean positivos en

tanto exista CPE oportunista; el coeficiente D3T puede ser tanto positivo como

negativo: en países que la especificación del D1 sea la más adecuada, se

esperaría que fuese positiva; en caso que la especificación DS sea la mejor, se

esperaría que fuese negativa.

Los modelos a estimar son: D1; D1 y DR; DS; DS y DRS; D12T, D9T, D6T, D3T

(descomposición por trimestre de D1); D15T, D12T, D9T, D6T (descomposición por trimestre

de DS).

Especificaciones parecidas se han utilizado en trabajos de McCallum (1978),

Grier (1987), Alesina, Cohen y Roubini (1991), entre otros. Se justifica en la medida que la

oferta monetaria es endógena a la decisión de la autoridad del Banco Central, y aunque se

podrían buscar componentes estructurales para explicarlo, seguramente nos encontraríamos

con problemas de simultaneidad11. Como la predictibilidad del modelo no es lo que se

persigue, y al comparar las bondades econométricas de un modelo autorregresivo con uno

estructural con posibles problemas de simultaneidad es superior el autorregresivo (que

podemos estimar con MCO), optamos por éste. Lo novedoso que se esta agregando es el

control por las crisis: es razonable evaluar esto porque es perfectamente posible que las

decisiones de política monetaria estén determinadas por las condiciones macroeconómicas, y

es también posible que las crisis sean las hagan caer a los presidentes y generar procesos

eleccionarios: de esta manera, se evitan los posibles problemas de causalidad. Sin embargo,

hay que ser cuidadoso con el uso de estas dummies pues pueden estar sujetos a problemas de

endogeneidad, en el sentido que haya sido el manejo irresponsable de las herramientas de

política uno de los factores de la crisis (por ejemplo, un uso inadecuado de la política

monetaria con régimen de tipo de cambio fijo). Así, para evitar inconvenientes de

endogeneidad, controlamos solamente por crisis externas, no por crisis internas. El supuesto

implícito que hay detrás de esto es que siempre hay un margen de acción en las crisis internas

por parte de las autoridades monetarias y fiscales. Obviamente, que la forma que le pegue a

11

Si, por el contrario, se tratara de una ecuación de demanda de dinero, sería razonable construir un modelo teórico.

- 16 -

un país una crisis externa también tiene que ver con las condiciones en que se encuentre y las

medidas que tome un gobierno –particularmente en el uso de los instrumentos fiscales y

monetarios, pero aquí la distinción es más difusa y lejana.

3.1.2 ESPECIFICACIÓN SOBRE LA AUTONOMÍA DEL BANCO

CENTRAL

Como el uso de política monetaria oportunista es algo no deseable para un

país, se deberían hacer reformas que la dificultaran o impidieran; las regulaciones efectivas

serían aquellas que atacaran las génesis de su uso, los incentivos de los políticos por un lado, y

la información asimétrica por el otro: un aumento de la información pública disponible, la

transparencia de las instituciones, el traspaso de la decisión del uso de las herramientas de

política a organismos más técnicos, o las leyes que regulen el uso de éstas, serían algunas de

las alternativas, por lo que se esperaría que llevaran a reducir o eliminar la existencia de estos

ciclos oportunistas.

La autonomía del Banco Central presupone varios de estos puntos. Cuando a

finales de los ochenta y principios de los noventa se discutió sobre las autonomías de los

Bancos Centrales en Latinoamérica, la legislación pretendía reformar el funcionamiento de

estos en cinco direcciones bien definidas, que se resumen en: La definición del objetivo de

política; La independencia política en el diseño y la ejecución de la política monetaria; La

independencia económica; La independencia financiera; El modo de contabilización y la

transparencia de ésta.

Así, en la medida que fueran medianamente efectivas las reformas en pos de

autonomía, se esperaría que a partir de este punto, resultara mucho más difícil el uso de la

política monetaria con fines oportunistas. Un caso interesante es el de Nueva Zelanda: en el

estudio de Alesina, Cohen y Roubini (1991) que testea la CPE para democracias desarrolladas,

encuentra que este país era uno de los más realizaba política monetaria expansiva antes de las

elecciones; los autores concluyen que era esperable, por su nula disciplina monetaria. Unos

años después se llevó a cabo una reforma para el Banco Central con implicancias legales si no

se cumplía la meta de inflación; hoy, es un ejemplo en disciplina monetaria. Las reformas de

autonomía de los Bancos Centrales se produjeron en Sudamérica desde fines de los ochenta

- 17 -

(Chile en 1989), hasta mediados de los noventa (Paraguay, Uruguay y Bolivia en 1995)12. Lo que

nos preguntamos a continuación es si en rigor, estas reformas y el grado de autonomía con

que cuenten los Bancos Centrales inciden o no en la existencia de un CPE monetario

oportunista.

Obviamente que en ningún país es rigurosamente cierta la independencia

completa: los Bancos Centrales necesitan un grado de coordinación con organismos

gubernamentales (por ejemplo, con el Ministerio de Hacienda), y son las leyes las que definen

y otorgan más o menos autonomía. Siguiendo a Céspedes y Valdés (2006), es posible distinguir

dos tipos de autonomía: la política y la económica. Mientras con la primera, el Banco Central

tiene el poder de seleccionar los objetivos de la política monetaria (por ejemplo, un nivel dado

de inflación), con la segunda, puede elegir las políticas que permitan alcanzar los objetivos

trazados. Para medir la autonomía comparativamente, Cukierman realiza un análisis del grado

de autonomía de los Bancos Centrales en el mundo, determinando un coeficiente que va

desde el cero (dependencia completa) al uno (independencia completa). El indicador es una

ponderación de los elementos constitutivos de esta; la desagregación, de esta forma, se hace

en cuatro partes: “CEO”, que describe los procedimientos de nombramiento, duración,

reemplazo y restricciones que tiene el presidente del Consejo; “Objetivos” que evalúa la

importancia de la estabilidad de precios entre los objetivos; “Formulación de la política

monetaria”, que mide independencia de instrumentos y rol del Banco Central en la

formulación presupuestaria fiscal; y “Restricción al crédito al sector público”, que examina las

posibilidades que tiene el banco central de otorgar crédito al Gobierno.

Utilizando los resultados de Jácome y Vázquez (2005) y de Arnone et al (2007),

que construyen índices de Cukierman agregados y desagregados para los años ochenta y

noventa para Latinoamérica y gran parte del mundo, respectivamente, nos proponemos

construir nuestro propio estimador. El indicador que queremos ocupar requiere condiciones

de autonomía general (índice de Cukierman) y particular (ya que lo que estamos observando

es la manipulación de los instrumentos monetarios, nos parece correspondiente observar la

categoría “Formulación de la política monetaria”); adicionalmente, necesitamos medir estos

índices para antes de las reformas de autonomía y para después de ellas. Nos interesa medir

no sólo las condiciones particulares, porque creemos que un mayor índice de autonomía

general crea grandes externalidades positivas para el manejo eficiente de la oferta de dinero.

Así:

12

En el Anexo 7 se especifican los años de las reformas para cada uno de los países.

- 18 -

�0 � �1��2�3 4 '56 � 2�3 4 78�56� �

1 � �1 ��2�3 4 '55 � 2�3 4 78�55�

Donde �0 es el promedio calculado, 1 es la cantidad de años de datos para cada país de forma

que t= 1,…,�,…,�1, � es el último año antes de la autonomía del Banco Central, '56 es el índice

de Cukierman medido en el período en que el Banco Central no era autónomo, 78�56 es el

índice de independencia para la “Formulación de la política monetaria” medido en el período

en que el Banco Central no era autónomo, y '55 y 78�55 son índices análogos pero para

después de la autonomía de los Bancos Centrales. Este promedio estaría midiendo los

fenómenos particulares y generales, y adicionalmente ponderando por la duración relativa de

los índices en el tiempo.

Hacemos los cálculos relativos, y dividimos a los países en dos: los con

relativamente mayor autonomía y los con relativamente menor. Teóricamente, pensaríamos

que los países con Bancos Centrales con poca autonomía deberían tener mayor presión de los

gobiernos de turno a hacer política monetaria expansiva antes de las elecciones; así, mientras

el coeficiente de los países con Bancos Centrales más autónomos deberían tener un valor cero

o cercano a cero, los países con menor autonomía deberían tener un coeficiente positivo

distinto de cero y mayor al de el otro subgrupo.

En segundo lugar, queremos ver el efecto que tuvieron las leyes de Autonomía

de los Bancos Centrales en el uso oportunista de la Política Monetaria. Esto lo hacemos a partir

de dos procesos. El primero, más simple, consiste en descomponer una dummy tradicional de

CPE oportunista (como D1) para los períodos anteriores y posteriores a las reformas. Así

definimos:

� DA: Se activa en los doce meses antes de la elección y en el mes de la elección

antes de que se hicieran las reformas del Banco Central.

� DD: Se activa en los doce meses antes de la elección y en el mes de la elección

después de que se hicieron las reformas del Banco Central.

Corremos luego una regresión con la misma especificación original

introduciendo ambas dummies. Una reforma exitosa para un país con CPE oportunista

implicaría que DA fuera positiva y DD menor que DA o cero.

El segundo método para observar el efecto de la Autonomía será investigar las

series, y en concreto, buscar cambios estructurales en ellas: es posible que al pasar la

administración de la política monetaria de manos del gobierno a manos técnicas el uso de ésta

- 19 -

haya cambiado. En caso que ocurra así, analizaremos separadamente el período anterior y

posterior con dummies tradicionales, D1 y DS.

Los tres ejercicios que se hacen buscan ver el efecto de la autonomía del Banco

Central en tres direcciones determinadas: la importancia del grado de autonomía en el uso del

CPE, la relevancia de las reformas en cuanto al CPE (que implicaría concluir acerca del éxito o

fracaso relativo en controlar las manipulaciones políticas), y en ver si el cambio de

comportamiento se debió a las reformas o si por el contrario, las fechas no coinciden.

3.2 CICLO POLÍTICO ECONÓMICO EN LA ECUACIÓN FISCAL

3.2.1 ESPECIFICACIÓN GENERAL PARA LA ECUACIÓN FISCAL

La especificación econométrica inicial es la que sigue:

&7 ���� �� ��!&7"! �#� �9&7"$ ���$%!: �� ��$%;<����$%=(>8'?@&?)� A�B&'���$%C&; ��D

Donde &7 es el déficit fiscal del Gobierno Central en el año t medido como porcentaje del PIB,

�� es una constante, &7"$ son rezagos de la dependiente, : es la tasa de desempleo en t, < es el crecimiento del PIB, la sumatoria es el precio de commodities multiplicado por una

dummy que se activa sí y sólo sí la exportación de ese commodity en el país i supera el 12% del

total de sus exportaciones13, el coeficiente &' controla por crisis externas (análoga al control

para la política monetaria), y la dummy &; se activa el año anterior a la elección si ésta es en el

Primer Semestre y el año de la elección si está es en el Segundo Semestre. Todos los ratios

están en porcentaje y el déficit fiscal marca en positivo los déficits y en negativo los superávits.

Esta ecuación contiene los componentes estructurales más importantes,

juzgamos, para los países de Sudamérica. Un mayor crecimiento implica mayor cantidad de

impuestos (ingresos) a las arcas fiscales, determinando una relación negativa entre ambos; un

mayor desempleo se traduce en un aumento de los costos por seguros y subsidios, haciendo

que la relación sea positiva; el precio de los commodities es fundamental para el presupuesto

fiscal, ya sea porque un aumento del precio de éste debería disminuir el déficit fiscal vía

13

Por ejemplo, en Chile se activa el cobre, en Ecuador el Petróleo y en Argentina no se activa nada. En el Anexo 8 se detalla los commodities que se activan en cada caso.

- 20 -

aumento de ingresos por empresas públicas (si el recurso natural es de propiedad pública) o

vía impuestos (si el RRNN es privado)14. Se determina, de este modo, que el déficit fiscal es

contracíclico. La variable explicativa que se podría agregar en esta relación es la tasa de

interés: desgraciadamente, no se encontraron datos para todos los países estudiados.

Para ver cuál será el modo de estimación, necesitamos analizar la

estacionariedad de las series. Como vemos en el Anexo 10, la serie de nueve de los diez países

al 5% -y ocho de los diez países al 10%, tienen raíz unitaria. Observamos adicionalmente, que

para ocho de las diez series de desempleo (al 5%), dos de las series de crecimiento (al 5%) y

para todas las series de commodities, hay fuerte evidencia a favor de raíz unitaria. Esto

permite hacer dos distintas especificaciones econométricas: una más acorde con la teoría, otra

más acorde a las características de nuestras series; la primera es hacer la estimación con todas

las variables en primeras diferencias, la segunda es encontrar la relación de largo plazo e

intentar cointegrar las series.

3.2.1.1 ESPECIFICACIÓN POR PRIMERAS DIFERENCIAS

Se plantea que esta especificación es más acorde con la teoría puesto que, en

la literatura, no se encuentra evidencia a favor de que la tasa de crecimiento15 o el desempleo

sean procesos no estacionarios. Un proceso en primeras diferencias como éste ha sido

utilizado, con algunas variaciones, en literatura de Ciclos Políticos Económicos para países

desarrollados16. La especificación es la que sigue:

��&7� � � �� �� ��!��&7"!� � #� �$��&7"9� ���$%!��:� �� ��$%;��<�����$%=(�>8'?@&?) ��$%E&' � ��$%C&; ��D

Donde ��&7� está definido como la diferencia entre el déficit fiscal del año t y

el del año t-1. En forma análoga se definen las primeras diferencias para los rezagos, el

desempleo, el crecimiento y los precios de los commodities. Se esperaría, teóricamente, que

los coeficientes de los rezagos fueran menores que uno en valor absoluto (de otra manera

habría raíz unitaria en las diferencias, lo cual no resulta bajo ninguna circunstancia razonable –

14

Para notar la importancia de éstos en algunos de los países que se estudian: en el 2006 en Venezuela, el 70.5% de sus exportaciones correspondían a petróleo y un 19% a derivados de éste; el ingreso fiscal que proviene de este RRNN es más que el 50%. 15

Que está definida como < � 8FG 8FG"!H � / 16

Por ejemplo, en Alesina, Cohen y Roubini. Ellos agregan solamente un rezago a la dependiente, insertan la tasa de interés y no incluyen los Commodities. Mirar referencias.

- 21 -

se ha corregido por diferencias con ese fin) y que el rezago del período anterior �! fuera

positivo, para permitir un ajuste gradual y cierta persistencia en los déficits fiscales; que

�$%! I 2, porque un aumento del desempleo implicaría un mayor gasto por seguros de

desempleo, programas temporales de trabajo, y equivalentes; que �$%; J 2, porque un

aumento de la tasa de crecimiento acrecentaría los ingresos fiscales por impuestos

(adicionalmente, se esperaría un efecto cruzado porque, en general, cuando hay mayor

crecimiento hay menor desempleo -y por tanto menores gastos de gobierno, y cuando hay

mayor desempleo hay menor crecimiento -y por ende, menores ingresos por conceptos

tributarios); que �$%= I 2, pues un aumento del precio del commodity de exportación

aumentaría de manera significativa los ingresos del fisco, ya sea si la empresa es pública o si es

privada a través de impuestos; por último, si el coeficiente ��$%C I 2 habría evidencia de una

política fiscal oportunista, y si es ��$%C � 2, significaría que en rigor, este comportamiento no

se observa.

La especificación de los rezagos, mediante Akaike, Schwartz, el poder

explicativo y parsimonia, nos entrega dos rezagos para Argentina y Bolivia, y uno para los otros

ocho países. Se estima por OLS.

3.2.1.2 ESPECIFICACIÓN POR VECTORES DE COINTEGRACIÓN

Seguimos el procedimiento de estimación propuesto por Engel y Granger. Con

las variables no estacionarias se ve si existe una relación a largo plazo que integre las series y

permita que los errores sean estacionarios. El test de cointegración se hace en dos etapas: la

primera etapa consiste en estimar la ecuación de largo plazo por OLS (que es la que incluye

solamente las variables no estacionarias de la ecuación), para luego, en la segunda, hacer con

los residuos de ésta el test de Dickey-Fuller Aumentado (ADF). Para que exista vector de

cointegración es necesario rechazar la HN de que los errores tienen raíz unitaria; en

consecuencia, dos variables que individualmente son I(1) en el largo plazo mantienen una

relación que permite que, en conjunto, sean I(0). Luego, la estimación se hace con el modelo

de corrección de errores, en donde se agrega la serie de los residuos de la ecuación de largo

plazo, que necesariamente debe ser negativa y significativa. El poder de los tests de

- 22 -

cointegración depende del lapso y la frecuencia de la data: la nuestra cuenta con el

inconveniente de ser relativamente corta (27 años) y con la ventaja de ser anual17.

3.2.2 ESPECIFICACIÓN DE LA ECUACIÓN FISCAL MEDIANTE PANEL

Resulta razonable utilizar Panel en este caso por la reducida cantidad de

observaciones por país, lo que supone un reducido número de elecciones por país. La

especificación que usamos para este Panel balanceado es la de primeras diferencias, de la

forma:

�������&7)� � � �� �� ��!��&7)"!����;��:)� �� ��=��<)�����E(�>8')?@&)?) ���C&; ��D)

Aquí, el subíndice i corresponde al país y el subíndice t al año. Como es en primeras diferencias

y hay un rezago de la dependiente entre las explicativas (��&7)"!�), la relación será dinámica.

Un Panel Dinámico se caracteriza del siguiente modo:

<) � K<)"! � �)L � �)�����������M � /N 1O � � / N P�

Donde K es un escalar,��)L es 1×K y es K×1. El Modelo puede tener un componente de error

tipo One-Way (�) � Q) � �)) o Two-Way (�) � Q) � � � �)), donde Q) denota un efecto

individual no observable, � es un efecto individual no observable y �) es el efecto estocástico

restante. Si el error es One-Way trabajamos con dos fuentes de persistencia en el tiempo: la

presencia de la variable rezagada y la de los efectos individuales dado por la heterogeneidad

de los países. Hay endogeneidad porque <)"! (en nuestro caso ��&7)"!�) está

correlacionada con Q). De esta forma, los estimadores clásicos serán inconsistentes (OLS y GLS)

y la forma de estimar será a partir de un proceso de dos etapas propuesto por Arellano y Bond

en 1991. Desgraciadamente, esta estimación es desaconsejable para testear la significancia de

los parámetros (Arellano y Bond recomiendan un proceso de una etapa); así, testearemos los

coeficientes tanto por éste método como por uno de una etapa (de efectos fijos o variables

según indique el test de Hausman).

17

Coeymans sostiene en su libro que estos tests son más poderosos al trabajar con menos datos anuales con alta variabilidad que con datos mensuales de menor variabilidad. Mirar referencias.

- 23 -

4. DATOS

4.1 OBTENCIÓN Y CONSTRUCCIÓN DE LOS DATOS

Los datos se estructuran de manera diferente dependiendo si se trata del

análisis monetario o fiscal. Para la ecuación del crecimiento del dinero, los datos son

mensuales y son construidos a través del crecimiento mensual del agregado monetario M1

(donde la definición del crecimiento del dinero es � � �/ �/"! � /H ); estos los

obtenemos de los Bancos Centrales de cada uno de los países que se estudian.

Para la ecuación de déficit fiscal, los datos son anuales y van desde el año 1980

hasta el año 2007. Los datos del déficit fiscal han sido obtenidos de los Ministerios de Hacienda

y/o Economía de los respectivos países, los datos de crecimiento del Fondo Monetario

Internacional (FMI), los datos de desempleo de los Institutos Nacionales de Estadística, y los

datos de los Precios de los Commodities de los anuarios estadísticos de la CEPAL. La

especificación del déficit, del crecimiento y del desempleo están medidas como porcentaje, la

primera con respecto al PIB, la segunda como < � 8FG 8FG"!H � / donde 8FG) está en

términos reales y la tercera con respecto a la población laboralmente activa.

4.2 DESCRIPCIÓN DE LOS DATOS

4.2.1 DATOS PARA LA ECUACIÓN MONETARIA

Los datos del crecimiento del dinero cuentan con dos inconvenientes: el

primero corresponde a que como son series mensuales contienen estacionalidad. Se opta por

usar serie mensual debido a que se construye un proceso autorregresivo para la ecuación: así,

es necesario una buena cantidad de datos, que de otra manera no obtendríamos. Se requerirá,

por tanto, un proceso de desestacionalización de las series. El segundo inconveniente viene

dado por la disponibilidad de datos de algunos países: se cuenta con algunas series que

empiezan en los ochenta y otras en los noventa, aunque todas llegan al 200718.

Observando el crecimiento anual del dinero en Sudamérica a lo largo de los

años estudiados, se ven altísimas tasas de crecimiento en los ochenta en épocas de inflaciones

rampantes en varios de los países estudiados, y una disminución muy notoria en los noventa,

18

Los datas mensuales por país son: Argentina (1990-2007), Bolivia (1997-2007), Brasil (1988-2007), Chile (1986-2007), Colombia (1982-2007), Ecuador (1994-2007), Paraguay (1992-2007), Perú (1992-2007), Uruguay (1980-2007), Venezuela (1989-2007).

- 24 -

consecuente con las inflaciones mucho más moderadas de esta década. En el promedio hay

una poderosa influencia de outliers como Bolivia, Brasil y Argentina, que sufrieron altísimas

tasas de inflación en los ochenta y parte de los noventa19. Gran parte del mérito del control de

la inflación en Latinoamérica se lo han llevado tradicionalmente las reformas, entre ellas, la

Autonomía del Banco Central.

4.2.2 DATOS PARA LA ECUACIÓN FISCAL

Se vislumbran en los datos fiscales dos problemas también, uno más grave que

el otro; el primero, menos grave, es que se cuenta con datos que provienen de distintas

instituciones, lo que no aúna los criterios. El segundo, más grave, tiene que ver con la medición

de nuestra variable dependiente, el déficit fiscal. Las prácticas en la elaboración de estadísticas

fiscales han sido diversas entre países a lo largo de los años, lo que ha imposibilitado una base

de comparación rigurosa. Distintos organismos internacionales (el FMI, el EUROSTAT) han

abogado por homogeneizar los mecanismos y generar estándares comunes en tres

dimensiones claves: la base de valoración, la cobertura institucional y la estructura de cuentas

a partir de la cual se define el déficit. La base de valoración, ha pasado de ser desde base de

caja a base devengada. La cobertura institucional se refiere a los sectores públicos que se

están incorporando en la elaboración de las estadísticas: el déficit fiscal del Gobierno Central

incluye los tres poderes del estado (ejecutivo, legislativo y judicial), el del Gobierno General

contiene además las estructuras subnacionales (estados, gobiernos regionales y municipios), el

del Sector Público no Financiero las empresas públicas no financieras, y el del Sector Público

19

En Brasil es controlada el año 1994 con el Plano Real, en Argentina en 1991 con la Ley de

Convertibilidad.

0

0,5

1

1,5

2

19

80

19

83

19

86

19

89

19

92

19

95

19

98

20

01

20

04

20

07

Crecimiento Anual del Dinero

Crecimiento Anual del Dinero

- 25 -

Consolidado incluye también las empresas públicas financieras (donde entraría el Banco

Central). La estructura de cuentas con la que se define el déficit, tiene que ver con la

indexación por inflación para medir los flujos reales. En el año 2001 el FMI les propuso a los

países de Latinoamérica seguir una contabilidad de base devengada que diferenciara en estas

tres categorías de déficits: sólo desde aquí, hay completa claridad sobre la estructura de las

cuentas públicas de los países en estudio, aunque se han hecho ajustes que permiten que los

déficits fiscales por países sean comparables. Nuestros datos de déficit fiscal son los

correspondientes al Gobierno General, por su accesibilidad y porque la medición hecha en los

ochenta por muchos países se acercan más a esa definición que a cualquier otra. Esta

definición, con respecto a la del déficit fiscal del Gobierno Central es menos precisa para los

términos que perseguimos20 y tiene menor poder de predicción, y por el contrario, nos evita

muchos inconvenientes con respecto a una definición del déficit fiscal del Sector Público

Consolidado, ya que insertaríamos al Banco Central en el análisis, mezclaríamos la discusión

del uso de política fiscal y política monetaria, tendríamos que insertar otras variables

explicativas como el tipo de cambio (en la medida que los Bancos Centrales se endeuden

afuera) que provocaría problemas econométricos21 y tendría menor poder predictivo.

Observamos, por último, el comportamiento del déficit fiscal para Sudamérica.

Las altas tasas de déficits de los ochenta se explican, además de por la indisciplina fiscal, por la

crisis de deuda, y las altas tasas de finales de los noventa y principios de esta década, por la

crisis asiática: pareciera notarse fuertemente el carácter contracíclico de esta serie. Los

superávits de los últimos años, podrían estar dados, por otro lado, por el aumento exponencial

de los precios de los commodities en el mundo, aunque también podría influir el aumento de la

disciplina fiscal en algunos países, particularmente, a partir del establecimiento de leyes de

superávit estructural y otras reformas relativas a mejorar la salud de las cuentas fiscales (por

ejemplo, reformas de transparencia).

20

Porque lo que queremos ver es el uso de Política Fiscal Oportunista antes de las elecciones. Por ejemplo, si estamos en un país federalizado que elige democráticamente a sus autoridades regionales en una fecha distinta de las elecciones presidenciales nacionales (que es lo que estamos midiendo), y el tamaño relativo del presupuesto regional es alto en comparación con el del Gobierno Central, podría ser que incluso aunque el Gobierno Central aumentara significativamente el gasto, esto no se viera reflejado estadísticamente en el déficit del Gobierno General. 21

Simultaneidad del tipo de cambio con el desempleo.

- 26 -

5. RESULTADOS

5.1 ECUACIÓN MONETARIA

5.1.2 RESULTADOS POR PAÍSES

Los resultados nos muestran que para D1, ocho de los diez países entregan

coeficientes de la dummy no significativos22; sólo para el caso de Bolivia y Paraguay el

coeficiente es acorde a lo que indica la Teoría de Ciclos Políticos Económicos Oportunistas: en

el caso de Bolivia, el dinero tiende a crecer un 1.6% más que en el resto de todo el período

estudiado, mientras que en Paraguay éste crece un 1.28% más. El coeficiente DR, que implica

una contracción monetaria posterior a las elecciones es negativo para Bolivia y Paraguay. En

todos los casos los coeficientes son significativos al 90% de confianza. Tanto Paraguay como

Bolivia tienen algunos antecedentes que podrían avalar estos resultados: ambos cuentan con

Bancos Centrales con relativamente poca autonomía, hicieron las reformas de autonomía más

tarde que otros países en la región (1995) y tienen una institucionalidad más frágil. Si tomamos

en cambio una especificación DS, que empieza 15 meses antes de las elecciones y termina 3

meses antes de las elecciones, se encuentra evidencia también para Argentina y Brasil en el

coeficiente DS (positivos) y para Brasil en el coeficiente DRS negativo.

La desagregación de las dummies recién analizadas en dummies trimestrales

nos entregan coeficientes significativos para siete de los diez países; todos salvo Bolivia,

22

Los modelos y los resultados por países de esta primera regresión se encuentran en el Anexo 4.

-2

-1

0

1

2

3

4

5

6

19

80

19

83

19

86

19

89

19

92

19

95

19

98

20

01

20

04

20

07

Déficit Fiscal en Sudámerica

Déficit Fiscal en Sudámerica

- 27 -

Colombia y Venezuela tienen algún coeficiente que resulte significativo: para la dummy D12T

resultan significativos el coeficiente de Argentina, de Chile, de Paraguay y de Perú (todos

positivos), para D9T el de Ecuador (positivo), para D6T el de Brasil (positivo) y para D3T el de

Argentina, Brasil, Perú y Uruguay (negativos)23. Esto podría sugerir que si bien los países no

usan sistemáticamente en todos los trimestres antes de las elecciones la ayuda de la Política

Monetaria para incentivar la economía, sí lo hacen en algunos con tal de maximizar el efecto

minimizando el daño: así, el crecimiento del dinero anual en el año de la elección puede ser

alto (incluso muy alto) pero puede estar ubicado en un período de tiempo muy chico –un

trimestre. Vemos que el caso más homogéneo es el de Bolivia, en donde ninguno de los cuatro

trimestres estudiados individualmente es significativo, y que tanto D3T, D6T y D12T tienen

signo positivo y están muy cercanos a ser significativos al 90%; por el contrario, la dummy

conjunta (D1) arroja significación. Otro punto relevante para analizar es que el coeficiente en

el trimestre anterior a la elección (D3T) es negativo para cuatro países. La intuición de esto

puede ser la siguiente: los políticos de estos países han comprobado que aumentar la oferta de

dinero el último trimestre antes de las elecciones es irrelevante para la obtención de votos,

porque su efecto no se alcanza a notar en la economía antes de la fecha de estas. Así,

disminuyen la oferta monetaria para que no se dispare la inflación en los períodos siguientes a

la elección, de forma de compensar las altas tasas de crecimiento del dinero en los trimestres

precedentes. De esta manera, aunque podrían estar siendo oportunistas en el uso de la

Política Monetaria, esto podría no reflejarse en la variable D1 porque el último trimestre

estaría intercediendo en la dirección contraria. La dummy DS estaría corrigiendo esta falla: de

hecho, como ya hemos visto, ésta especificación nos indica CPE para dos países más que la D1

(Argentina y Brasil24).

5.1.2 RESULTADOS INTRODUCIENDO LA AUTONOMÍA DEL

BANCO CENTRAL

Nuestros cálculos para determinar la autonomía del Banco Central (según el

índice definido en secciones precedentes), estiman que los países sudamericanos con mayor

autonomía relativa son Chile, Colombia, Ecuador, Perú y Venezuela, y los con menor son

Argentina, Bolivia, Brasil, Paraguay y Uruguay. Al ver los resultados para estos países

comprobamos que para cuatro de los cinco países con poca autonomía hay evidencia a favor

23

Los resultados y sus significancias se muestran en el Anexo 6. 24

De hecho, tanto Argentina como Brasil tienen un coeficiente D3T negativo y significativo. Ver Anexo 6.

- 28 -

de CPE monetario oportunista (salvo Uruguay), y por el contrario, para ninguno de los países

con mayor autonomía. El coeficiente promedio de la política monetaria expansiva pre-

electoral, es además, varias veces más grande para el caso de los países con menor

autonomía25: el promedio del coeficiente para países con poca autonomía es de un

crecimiento extra de 1.32% en el año anterior a las elecciones, mientras que para los países

con más autonomía es de 0.19%.

Cuando analizamos lo ocurrido antes y después de las leyes de autonomía del

Banco Central observamos que para cuatro de los cinco países que tenemos datos suficientes

antes de la autonomía26 (Brasil, Chile, Colombia, Paraguay) hay una diferencia entre ambos

coeficientes. Para Uruguay, en tanto, no hay significancia en ninguna de las dummies:

País Coeficiente DA Coeficiente DD

Brasil 0.090617*** -0.007047

Chile 0.013245** -0.000721

Colombia 0.004975* -0.003030

Paraguay 0.051971** 0.013849*

Uruguay -0.005718 -0.023663

*= significativo al 90%; **= significativo al 95%; ***= significativo al 99%

Brasil, Chile y Colombia utilizaban política monetaria expansiva eleccionaria

antes de la autonomía de los Bancos Centrales, y luego dejaron de hacerlo; Paraguay continuó,

pero con tasas más modestas (aunque esta es una conclusión sensible dado que las tasas de

inflación eran bastante mayores); Uruguay nunca lo hizo.

Por último, observamos si existen cambios en la estructura de emisión de

dinero en algún momento discreto del tiempo27, cuando ocurre, y como es éste cambio desde

el punto de vista del CPE. Hay cambio estructural para Argentina, Brasil, Chile, Colombia,

Paraguay y Uruguay. Notamos que para cinco de los seis casos, estos cambios se dan en

períodos de reformas o de crisis económicas: para Chile, Paraguay y Uruguay se dan en el año

de las reformas de autonomía del Banco Central (1989, 1995 y 1995 respectivamente), para

Brasil el año en que se hacen las transformaciones más agudas a favor de la liberalización de la

25

Sin considerar las significancias. 26

Para el caso de Argentina, Perú y Venezuela no hay elecciones desde el período que empieza la data (1990, 1992 y 1989) y el año de las leyes de autonomía del Central (1992, 1993, 1992). Para el caso de Bolivia y Ecuador, nuestra data empieza después de las reformas. 27

El análisis se centra en buscar cambios estructurales en las series. Se descubre inestabilidad a través de los tests de CUSUM y CUSUM al cuadrado para los modelos de siete de los diez países. Luego, a partir del test de Chow, encontramos el momento del cambio estructural.

- 29 -

economía (1994) que es el mismo año de la crisis del tequila mexicana, para Argentina en

diciembre de 2001, justo con una de las crisis más duras de su historia –y adicionalmente, con

el término de la Ley de Convertibilidad; en Colombia, poco después de un año de la Autonomía

del Banco Central, a comienzos de 1994, el año de la crisis del tequila.

Separando las series en dos, antes y después del cambio estructural, re-

estimamos. Para los casos de Chile, Colombia, Paraguay y Uruguay las conclusiones son las

mismas que nos dio el análisis recién hecho a través de DA y DD. El análisis de Argentina y

Brasil es el que sigue:

� Argentina: Hay cambio estructural en el momento de la crisis, cuando colapsa el tipo

de cambio fijo (2001). Luego de una inflación rampante a fines de los ochenta, en 1991

se promulgó la Ley de Convertibilidad, que establecía una paridad uno a uno del peso

argentino con el dólar americano. Según el modelo de Mundell y Fleming, existe una

Trinidad Imposible, en la que un país no puede optar por Política Monetaria activa,

Tipo de Cambio Fijo y Mercado de Capitales Abierto; en consecuencia, se esperaría

que en las elecciones que se celebraron en ese período en Argentina (5/1995 y

10/1999) no se hubiese usado una Política Monetaria expansiva28. Observamos no hay

existencia de política expansiva pre-eleccionaria en tiempos de tipo de cambio fijo

(1991-2001) y sí existió, por otro lado, sin paridad cambiaria.

� Brasil: En el año 1994 ocurren dos sucesos importantes: la crisis del tequila y el inicio

de una serie de reformas inéditas en el país (privatizaciones, control de la inflación y

del gasto público, entre otras cosas); es en este marco de transformaciones donde

encontramos el cambio estructural de nuestro modelo: esperaríamos así, que la

existencia de política monetaria expansiva antes de las elecciones, de existir,

disminuyera a partir de este punto. Los resultados corroboran la intuición: antes de

1994, en los períodos pre-electorales la oferta crecía un 14.49% más, luego de 1994,

no hay evidencia de un crecimiento especial. Un coeficiente tan alto para el

crecimiento del dinero en el primer período se explica por la altísima inflación de ese

tramo.

28

En rigor en los últimos años, Argentina ha seguido manteniendo una especie de Tipo de Cambio Fijo en tres pesos por dólar. Sin embargo, nominalmente ahora el Tipo de Cambio es flotante, y no existe ninguna restricción real (como sí existía entre 1991 y 2001) como para no usar la Política Monetaria antes de las elecciones.

- 30 -

5.2 ECUACIÓN FISCAL

5.2.1 RESULTADOS POR PRIMERAS DIFERENCIAS

Los resultados nos dan los signos esperados en los parámetros significativos de

las primeras diferencias del desempleo y crecimiento, positivo y negativo respectivamente.

Frente a un aumento del desempleo aumenta el déficit fiscal en Argentina, Chile, Colombia,

Ecuador y Uruguay; frente a un aumento de la tasa de crecimiento disminuye el déficit fiscal en

Chile y Uruguay. Por el contrario, el coeficiente del primer rezago nos da negativo para tres

países (Argentina, Uruguay y Venezuela) y positivo sólo para Chile: la explicación que

encontramos para éste suceso es que es posible que sus ingresos y gastos fiscales sean muy

variables debido a las vicisitudes internas y externas; de esta forma, el déficit fiscal ha sido una

especie de salvavidas para acolchonar los imprevistos shocks y vueltas de tuerca en estos

países. Una de las cosas que llama poderosamente la atención, es que el parámetro del precio

del commodity, salvo en el caso de Venezuela, sea no significativo; que no afecte el resultado

de las cuentas fiscales en países mono-exportadores en donde el producto de exportación está

en manos del estado o de empresas privadas que pagan altos impuestos, parece extraño. Hay

cuatro posibles razones para esto: en primer lugar, puede ser que el aumento del precio del

commodity de exportación aprecie el tipo de cambio, perjudicando a otros exportadores a tal

punto que el efecto de bienestar no sea efectivo, debido en parte, a menores impuestos, en

parte, a subsidios para paliar los peores términos de intercambio; esto podría explicarse para

países con portafolios de exportación un poco más diversificados. Segundo, que el aumento de

precios de distintos commodities puede estar correlacionado positivamente: así, el aumento

del precio del commodity de exportación se podría ver contrarrestado con el aumento del

precio del commodity de importación, anulando el efecto (por menores impuestos, por

subsidios). Chile, que exporta cobre e importa petróleo, podría ser un buen ejemplo. Una

tercera alternativa sería para países que tienen balances estructurales que, a corto plazo, se

mantienen más o menos estables, que provocaría que el efecto de un cambio de precios se

difumine en muchos años: estos balances se elaboran a partir del crecimiento de tendencia y,

en algunos casos –como Chile, de los precios de mediano-largo plazo del commodity de

exportación. Sin embargo, esto no quiere decir que no se pueda justificar una cointegración

entre déficit fiscal y el precio del commodity (próxima sección); por el contrario, lo que hace un

balance estructural es alinearse a equilibrios fiscales acorde a las condiciones de largo plazo y

permitir el uso de Política Fiscal contracíclica. La cuarta de las alternativas, es que puede ser un

problema de datos o de especificación. Por último, observamos que el parámetro que

acompaña a la dummy del Ciclo Político Económico es significativo para Argentina, Paraguay

- 31 -

Uruguay al 95% de confianza y que Chile y Venezuela tienen coeficientes que están cerca de

ser significativos al 90% (86.62%, y 84.34% respectivamente).

Schuknecht (2000) y muchos otros estudios (Von Hagen y Harden -1994;

Alesina, Hausmann, Hommes, y Stein -1995) explican las diferencias entre la evidencia de

política fiscal expansiva pre-electoral más bien nula en países desarrollados con la significativa

en los países en vías de desarrollo, por la debilidad institucional de estos: en concreto, la

capacidad de imponer normas, de fiscalizar las instituciones, de tener Ministerios de Hacienda

fuertes y de establecer leyes que regulen el gasto de acuerdo a una fórmula predeterminada,

ayudan a mantener la disciplina fiscal y a prohibir su uso con fines electorales.

Desde esta perspectiva, observamos los casos de Chile y Argentina, ambos con

cambios estructurales en la función de política fiscal en los años 2001 y 2002, respectivamente.

En Chile se observa el mismo año que se implementó la ley de balance estructural, y se ve que

el coeficiente de la dummy oportunista para el período 1980-2000 es mayor que para el caso

total (1.2 vs 0.95)29 y que está más cerca de ser significativo30 (si es que fuera significativo,

podríamos concluir que fue una señal de salud al sector fiscal del país). En el caso de

Argentina, con cambio en el año de la crisis -2002, el coeficiente de la dummy para el período

1980-2001 es mayor y más significativo (99% vs 95%). Hay dos hipótesis para explicar este

cambio: la primera, que luego de la crisis se toma una actitud más prudente con el uso de la

política fiscal antes de las elecciones; la segunda se puede analizar como un cambio en la

herramienta de CPE oportunista: mientras que con cambio fijo es efectivo incentivar a la

economía a través de un aumento de gasto fiscal, con cambio flexible es mejor hacerlo con

política monetaria.

5.2.2 RESULTADOS POR COINTEGRACIÓN

Analizamos así, en primer lugar la existencia de cointegración para cada una de

las series I(1) de las respectivas ecuaciones de todos los países31. Para nueve de las diez

economías, salvo Venezuela, la serie del Déficit Fiscal tiene raíz unitaria: adicionalmente, en

todos los casos existe alguna de las variables explicativas que nos permite probar una posible

relación de cointegración. La cointegración de éstas variables en ocho de los nueve casos,

29

No contamos con datos suficientes para compararlo con el período 2001-2007. 30

Es significativo al 88.86%. 31

Ver Anexo 11.

- 32 -

salvo Argentina, existe. Es posible, por tanto, estimar por cointegración el Déficit Fiscal para

ocho de los diez países en estudio. En el caso de Argentina y Venezuela, nos quedaremos con

las estimaciones preliminares por primeras diferencias.

Los resultados para los ocho países con vector de cointegración, que se

muestran en el Anexo 11, tienen una capacidad predictiva bastante mayor al caso anterior (en

promedio, los modelos de cointegración tienen R; cercanos a 0.7 mientras que los de primeras

diferencias cercanos a 0.4). Es importante notar que la serie de residuos de la ecuación de

largo plazo rezagada un período es significativa y de signo negativo para todos los países, con

excepción de Chile (es negativa y significativa solamente a un 84% de confianza)32. El ajuste al

largo plazo es rápido para Bolivia y Uruguay (coeficientes mayores a 1 en valor absoluto) y es

lento para Brasil, Colombia, Ecuador, Paraguay y Perú (coeficientes menores a 1 en valor

absoluto). Con respecto a la dummy de política fiscal oportunista, vemos que es significativa

para Paraguay y Uruguay.

5.2.3 RESULTADOS POR PANEL

La estimación por Arellano y Bond nos da parámetros poco significativos: sólo

el crecimiento resulta significativo y del signo correcto según la teoría (negativo). Los

coeficientes del commodity y de la dummy están muy cerca de ser significativos al 90% (Prob.

de 0.11 y 0.127, respectivamente) con los signos correspondientes (negativo y positivo). El

desempleo, de signo positivo, es no significativo. Como Arellano y Bond recomiendan, para

testear la significancia de los parámetros, procesos de una etapa, corremos el modelo de

efectos fijos33, obteniendo parámetros más significativos. La regresión no tiene

autocorrelación.

Los resultados de esta estimación nos entregan significancia para la constante

(-0.3453), el rezago (-0.1074), el desempleo (0.1772) y la dummy de política fiscal (0.8557):

solamente el crecimiento y el commodity resultan no significativos. Se permite rechazar la HN

del desempleo al 1%, de la dummy al 5%, y de la constante y el rezago al 10%. Nuevamente,

32

El caso de Chile se podría explicar con el cambio estructural en el modelo: separando la muestra para antes y después del cambio estructural, y re-estimando para la primera parte de la muestra (1980-2001), el coeficiente del residuo es negativo y significativo (la segunda parte de la muestra no se puede estimar por ser muy pocos datos). 33

El test de Hausman nos indica que en éste caso es razonable tomar efectos fijos y no aleatorios.

- 33 -

como en el caso de algunos países, observamos un coeficiente del rezago negativo, contrario a

la intuición.

5. CONCLUSIONES

Los resultados generales dependen de la especificación que tomemos.

Para la Política Monetaria testeamos con distintas especificaciones de

dummies: encontramos que con una dummy que no considera el último trimestre antes de las

elecciones, hay evidencia de política monetaria oportunista para Sudamérica al 90% de

confianza. La razón de excluir este trimestre estaría dado por la evidencia de un coeficiente

negativo para algunos países: nuestra interpretación es que los políticos de aquellos países han

comenzado la contracción que indica el CPE después de las elecciones, dado que un aumento

hipotético en ese trimestre no produciría efectos en la economía antes de las elecciones.

Encontramos también evidencia positiva para el cuarto trimestre antes de las elecciones.

Por países, se encuentra evidencia de CPE oportunista en la Ecuación

Monetaria para cuatro de los cinco países que cuentan con menor autonomía del Banco

Central: Argentina, Bolivia, Paraguay y Brasil. Tomando dummies diferentes para antes y

después de la reforma de autonomía del Central, observamos que cuatro de los cinco países

testeados incurrían en políticas oportunistas antes de las reformas, y que tres de cuatro

dejaron de hacerlo con la nueva condición.

Para la ecuación de Política Fiscal, hacemos dos especificaciones por primeras

diferencias y cointegración y encontramos evidencia de CPE para Argentina, Uruguay y

Paraguay. Para el análisis por Panel, estimamos por Arellano-Bond, que nos entrega

coeficientes no significativos. Sin embargo, según los propios autores, la significancia de los

parámetros debe verse en estimaciones de una etapa. Así, si nos fijamos en los que arroja un

Panel de efectos fijos, que nos entrega un coeficiente para la dummy positivo y significativo al

90%.

Para Nordhaus (1975) la principal dificultad de un sistema democrático en

donde sus autoridades toman decisiones intertemporales de consumo para la población (a

través de la manipulación de las herramientas con que cuenta), es que el peso relativo que le

dan al consumo en los períodos pre-electorales es muy alto con respecto al que le dan al resto

de los períodos, por un tema de incentivos personales, produciendo una política miope sub-

- 34 -

óptima. Algunas de las soluciones que plantea para evitar la existencia de este CPE oportunista

son: en primer lugar, entregar a los votantes la información suficiente para que ellos puedan

juzgar y condenar, si así les parece, la manipulación económica pre-electoral de sus

autoridades; en segundo, que se le otorguen las herramientas de manipulación (política

monetaria, política fiscal) a organizaciones que no tengan el incentivo de llevar estas prácticas

a cabo, organismos técnicos o independientes.

Cuando los gobernantes tuvieron “oportunidades” de manipular la economía

en períodos pre-eleccionarios, lo hicieron: los ejemplos que nos provee el trabajo son

bastantes: Chile y Colombia antes de la reforma de autonomía del Banco Central en política

monetaria, Argentina en el momento que abandonó el tipo de cambio fijo que le prohibía

hacer política monetaria expansiva o Brasil antes de las reformas de 1994. Como la CPE

oportunista provoca asignaciones de recursos ineficientes, y uso de herramientas de política

errónea, concluimos que para evitarlo, es razonable legislar y regular el uso de éstas, entregar

el manejo a manos técnicas y poner a disposición pública la mayor cantidad posible de

información (para disminuir las asimetrías). Los pasos que se observan en la región son en la

dirección correcta, y procesos como la autonomía del Banco Central o la implementación de un

presupuesto estructural, parecen ser exitosos procesos que ayudan a la erradicación de esta

conducta. Las conclusiones de Nordhaus siguen siendo válidas.

- 35 -

6. REFERENCIAS

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- 36 -

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- 37 -

29. Larraín, F. y P.Assael (1997), “El Ciclo Político Económico en Chile desde 1939”,

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37. Troncoso, R. (2006), “Apunte Econometría Aplicada”, Pontificia Universidad

Católica.

- 38 -

7. ANEXOS

7.1 ANEXO 1: ELECCIONES PRESIDENCIALES EN SUDAMÉRICA

País Fechas Elecciones (Mes/Año)

Argentina 10/1983; 5/1989; 5/1995; 10/1999; 4/2003; 10/2007

Bolivia 8/1985; 5/1989; 7/1993; 6/1997; 6/2002; 12/2005

Brasil 10/1989; 10/1994; 10/1998; 10/2002; 10/2006

Chile 10/198834; 12/1989; 12/1993; 12/1999 (1/2000 sv35.), 12/2005 (1/2006 sv.)

Colombia 8/1982; 5/1986; 5/1990; 5/1994; 6/1998; 5/2002; 5/2006

Ecuador

1/1984; 1/1988 (5/1988 sv.); 5/1992 (7/1992); 5/1996 (6/1996 sv.); 6/1998 (7/1998 sv.); 10/2002 (11/2006 sv.); 10/2006 (11/2006 sv.)

Paraguay 5/1989; 5/1993; 5/1998; 4/2003

Perú 3/1985; 4/1990 (6/1990 sv.); 5/1995; 4/2000 (5/2000 sv.); 4/2001 (6/2001 sv.); 4/2006 (6/2004 sv.)

Uruguay 11/1984; 11/1989; 11/1994; 10/1999; 10/2004

Venezuela 12/1983; 12/1988; 12/1993; 12/1998; 7/2000; 11/2006

Fuente: Enciclopedia Hispánica, Wikipedia

34

Este es el plebiscito de 1988, a favor o en contra de la permanencia de Pinochet. Es el único caso de plebiscito en la muestra. Todas las demás votaciones son presidenciales democráticas, con distintos candidatos. 35

Corresponde a la segunda vuelta.

- 39 -

7.2 ANEXO 2: DETERMINACIÓN DEL MODELO DE LA ECUACIÓN DE

DINERO

El proceso autorregresivo se analiza de la siguiente manera. Mostraremos el

proceso de esta ecuación para Chile, que es análogo al resto.

Usamos:

� �� � � � !�"! �#�� $�"$ � $%!&' �( $%)& � *

El gráfico del crecimiento del dinero es:

El crecimiento de la serie parece ser estacionario. Para que la serie sea estacionaria,

debemos rechazar la hipótesis nula de raíz unitaria a través del test Dickey-Fuller aumentado.

En las series de los diez países estudiados, las series aceptan la estacionariedad al 5% de

confianza para Argentina y al 1% de confianza para los otros nueve países. Los resultados son

los que siguen:

� Dickey-Fuller Aumentado: se rechaza la HN de raíz unitaria para los diez países.

País Prob Rechaza HN

Argentina 0.0399 �

Bolivia 0.0000 �

Brasil 0.0015 �

Chile 0.0000 �

Colombia 0.0000 �

Ecuador 0.0000 �

Paraguay 0.0000 �

Perú 0.0000 �

Uruguay 0.0000 �

Venezuela 0.0000 �

- 40 -

Luego, y continuando con el caso de Chile, observamos el correlograma:

La serie hay que desestacionalizarla: se nota claramente, en este y otros países que

siempre los rezagos 12 y 24 son significativos, pues como es una serie mensual el mes de

diciembre, por ejemplo, dependerá del diciembre del año pasado y del antepasado. Luego de

desestacionalizarla, mediante el método X11 Census de EViews, seguimos el proceso.

En el correlograma de la serie desestacionalizada36 vemos, observando la correlación

parcial, que el modelo podría ser un AR(12)37. A continuación estimamos distintos modelos por

OLS y obtenemos los criterios de Akaike y Schwarz; algunos de ellos se muestran a

continuación:

Modelo/Criterio Akaike Schwarz

AR (15) -3.931091 -3.690251

AR(14) -3.940203 -3.714182

AR(13) -3.950590 -3.739302

AR(12) -3.960943 -3.764304

AR(11) -3.651526 -3.469452

AR(10) -3.632869 -3.465278

AR(9) -3.591257 -3.438065

AR(8) -3.591788 -3.452915

AR(7) -3.595429 -3.470793

AR(6) -3.547582 -3.437105

AR(5) -3.543447 -3.447048

36

Que no se presenta aquí 37

En este caso, es sólo casualidad que creamos que es un proceso igual al de la serie con estacionalidad.

- 41 -

Así, el modelo queda para Chile:�� �� � � � !�"! �#�� $�"!; � !=&' �( $%)& � *

El AR(12) es también el que tiene un R; mayor (0.191935). Ahora, debemos ver que los

residuos de la regresión no sean heterocedásticos o estén autocorrelacionados, lo que

provocaría que nuestros estimadores por OLS no fueran de mínima varianza; para esto,

utilizamos los tests de White (sin términos cruzados) y de Breusch-Godfrey, respectivamente.

La hipótesis nula de homecedasticidad y no-autocorrelación para cada uno de los países no

puede ser rechazada, lo que permite que las estimaciones por OLS sean las adecuadas. Los

resultados son:

� Test de White para Heterocedasticidad y Test de Breusch-Godfrey para

Autocorrelación:

País Prob. White HN White Prob. B-G HN B-G

Argentina 0.976466 No Rechazo 0.976472 No Rechazo

Bolivia 0.196784 No Rechazo 0.729143 No Rechazo

Brasil 0.038532 Rechazo 0.996135 No Rechazo

Chile 0.998610 No Rechazo 0.998610 No Rechazo

Colombia 0.233602 No Rechazo 0.754392 No Rechazo

Ecuador 0.999995 No Rechazo 0.103688 No Rechazo

Paraguay 0.153490 No Rechazo 0.114307 No Rechazo

Perú 0.123421 No Rechazo 0.000433 Rechazo

Uruguay 0.815446 No Rechazo 0.617463 No Rechazo

Venezuela 0.903257 No Rechazo 0.929512 No Rechazo

Vemos en el correlograma de los errores, que estos se parecen bastante a un ruido blanco

(tienen buen comportamiento).

- 42 -

Comprobamos que los residuos distribuyan normal:

Se rechaza la HN de que los errores distribuyen normal. Es un problema que tienen las series

de nueve de los diez países (salvo Bolivia); los resultados a continuación:

País Media Varianza Skewness Kurtosis Probability

Argentina -9.89e-17 0.027521² -0.445229 4.442493 0.000007

Bolivia 1.95e-16 0.021055² -0.011653 3.117392 0.982254

Brasil 0.001508 0.074932² -0.543250 11.74007 0.000000

Chile -2.81e-16 0.028361² 2.809155 22.27687 0.000000

Colombia -2.21e-16 0.014065² -0.168701 5.637375 0.000000

Ecuador 1.05e-16 0.055554² 5.092325 44.25591 0.000000

Paraguay 7.62e-17 0.035258² -0.176208 4.590807 0.000070

Perú 3.76e-17 0.021560² 0.622180 12.16198 0.000000

Uruguay -3.80e-18 0.077897² 0.138472 7.096612 0.000000

Venezuela 1.06e-16 0.034559² -0.105192 5.690483 0.000000

- 43 -

7.3 ANEXO 3: CUALIDADES ECONOMÉTRICAS DE LAS SERIES

7.3.1 ECUACIÓN DEL DINERO

Se demuestra que la serie es estacionaria en todos los casos y que los errores de

las regresiones son homocedásticos y no autocorrelacionados en nueve de los diez países

estudiados -Brasil tiene una matriz de errores heterocedástica, Perú una autocorrelacionada;

como es un inconveniente puntual de un par de países, solucionamos el problema corrigiendo

la matriz de varianzas y covarianzas por el Método de White y el de Newey-West,

respectivamente. Si el problema fuera generalizado, se debería estimar por GLS. Sin embargo,

los problemas surgen en cuanto observamos que los errores no distribuyen normal en nueve

de los diez casos (salvo Bolivia). Se plantean dos posibles causas: pueden ser provocados por

datos outliers o por la desestacionalización de las series, que le quita predictibilidad a los

modelos. Se prueba un modelo dejando afuera a los datos extremos, sin embargo, en la

mayoría de los casos, el problema se mantiene; también se estima con la serie estacionalizada,

sin solución satisfactoria. Al observar la estructura de los errores de nuestros procesos y

compararlos a una estructura que distribuya normal -* �S�1�2/�, notamos que las diferencias

están dadas por una varianza muy pequeña y por una kurtosis muy alta38. Por último,

observamos la estabilidad del modelo a partir de los tests de CUSUM y CUSUM al cuadrado: se

ve que siete países (Argentina, Brasil, Chile, Colombia, Paraguay, Perú y Uruguay) no son del

todo estables y podrían tener un cambio estructural; estos cambios se dan en períodos de

reforma. Al separar la serie en dos y re-estimar las ecuaciones, las propiedades estadísticas de

algunas de las series mejoran; concretamente, los modelos de antes del cambio estructural

para Colombia, Chile, Brasil, Argentina y Paraguay y el modelo para después del cambio

estructural para Argentina, aceptan la HN de errores normales.

7.3.1 ECUACIÓN FISCAL

Miramos la robustez de los resultados; en particular, hacemos tests para

probar homocedasticidad, no autocorrelación, normalidad de los errores y estabilidad del

modelo (a través de CUSUM y CUSUM cuadrado). Rechazamos heterocedasticidad,

autocorrelación, no-normalidad de los errores e inestabilidad del modelo en el caso de Bolivia,

38

Los tests de la normalidad de los errores y sus momentos se encuentran al final del Anexo 2.

- 44 -

Brasil, Colombia, Ecuador, Paraguay Perú y Uruguay. El resto de los casos los analizamos por

separado:

� Venezuela: Se rechaza la HN de homocedasticidad al 10% (0.063797). Para solucionar

el problema tenemos dos alternativas: estimar por GLS (Mínimos Cuadrados

Generalizados) o corregir la matriz de varianzas y covarianzas por el método de

Newey-West. Dado que el problema no resulta tan serio (no se está rechazando al

5%), solucionamos por la segunda alternativa. Los resultados del Anexo 11 para

Venezuela están corregidos.

� Chile: Se observa que el modelo puede ser inestable: el test de CUSUM al cuadrado se

sale de las bandas entre 2000 y 2003.

Vemos si hay cambio estructural en alguno de esos años, a través del test de Chow. En

el año 2001 y 2002 encontramos evidencia de cambio estructural, exactamente los

años en que se implementó la ley de balance estructural.

� Argentina: El CUSUM al cuadrado también se sale de las bandas:

Probamos si hay cambio estructural en el año 2001: efectivamente lo hay.

Evidentemente, el cambio se explicaría por la crisis de ese año.

- 45 -

7.4 ANEXO 4: MODELOS Y COEFICIENTES DE LA ECUACIÓN DE

DINERO POR PAÍSES

País Modelo Akaike Schwarz T; Coef. D1 t-Statistic Prob

Argentina AR(17) -4.489215 -4.123743 0.393242 0.005832 1.394134 0.1710

Bolivia AR(11) -4.466794 -4.013020 0.353280 0.016077 1.969168 0.0548

Brasil AR(21) -2.114746 -1.750588 0.618579 0.008594 0.649235 0.5170

Chile AR(12) -3.960943 -3.764304 0.191935 0.004382 1.035695 0.3014

Colombia AR(12) -5.526614 -5.295969 0.213012 0.000792 0.326343 0.7445

Ecuador AR(12) -2.755840 -2.461315 0.184235 0.004724 0.476271 0.6346

Paraguay AR(12) -3.684720 -3.411313 0.234122 0.012816 1.731365 0.0853

Perú AR(18) -4.673941 -4.406842 0.197824 -0.000409 -0.103200 0.9179

Uruguay AR(17) -2.145565 -1.908958 0.122961 -0.013030 -1.107039 0.2692

Venezuela AR(16) -3.718941 -3.417115 0.174598 -0.005127 -0.864618 0.3883

7.5 ANEXO 5: COEFICIENTES DS DE LA ECUACIÓN DE DINERO POR

PAÍSES

País Coeficiente DS t-Statistic Prob

Argentina 0.007086 1.701782 0.0962

Bolivia 0.006396 0.750279 0.4568

Brasil 0.031521 2.398746 0.0174

Chile 0.004449 0.984192 0.3260

Colombia -0.000037 -0.015443 0.9877

Ecuador 0.010480 1.035072 0.3024

Paraguay 0.011532 1.704294 0.0942

Perú 0.001462 0.371152 0.7110

Uruguay 0.003946 0.750279 0.4568

Venezuela -0.002479 -0.419698 0.6752

- 46 -

7.6 ANEXO 6: COEFICIENTES TRIMESTRALES DE LAS DUMMIES DE LA

ECUACIÓN DE DINERO POR PAÍSES

País/Dummy D3T D6T D9T D12T

Argentina -0.015394* -0.001147 -0.005731 0.017812*

Bolivia 0.021881 0.024775 0.023890 -0.002746

Brasil -0.040288* 0.051734** 0.022252 0.012366

Chile 0.002532 0.002975 0.002344 0.017032**

Colombia -0.003534 0.003601 -0.000543 0.004333

Ecuador -0.011409 -0.002616 0.040629** -0.003649

Paraguay 0.005411 -0.017445 0.019447 0.034502***

Perú -0.011869** -0.004684 -0.004637 0.019036***

Uruguay -0.037161* -0.012185 -0.001543 0.004998

Venezuela -0.007208 -0.000777 -0.004568 -0.007490

*= significativo al 90%; **= significativo al 95%; ***= significativo al 99%

- 47 -

7.7 ANEXO 7: AÑO DE LAS REFORMAS DE AUTONOMÍA DEL

BANCO CENTRAL EN SUDAMÉRICA

País Autonomía

Argentina 1992

Bolivia 1995

Brasil 199339

Chile 1989

Colombia 1992

Ecuador 1992

Paraguay 1995

Perú 1993

Uruguay 1995

Venezuela 1992

Fuente: Jácome y Vázquez

39

La constitución de 1988 se reforma en variadas ocasiones a través de mecanismos de voto popular. En el referéndum del año 1993 que decide la forma del gobierno, se hacen las reformas a favor de la autonomía del Banco Central de Brasil.

- 48 -

7.8 ANEXO 8: PRINCIPAL COMMODITY DE EXPORTACIÓN POR

PAÍSES

País Commodity Principal % de la Exportación Se activa Di

Argentina Ninguno - ×

Bolivia Gas Natural 39.5 �

Brasil Hierro 6.5 ×

Chile Cobre 30.5 �

Colombia Petróleo Crudo 19.0 �

Ecuador Petróleo Crudo 54.5 �

Paraguay Ninguno - ×

Perú Oro y Cobre 16.2 y 13.0 �

Uruguay Ninguno - ×

Venezuela Petróleo y Derivados 70.5 � Fuente: CEPAL, Anuario estadístico de América Latina y el Caribe, 2007

- 49 -

7.9 ANEXO 9: TEST DE RAÍZ UNITARIA PARA LAS VARIABLES DE LA

ECUACIÓN DE DÉFICIT FISCAL

País/Variable Déficit Fiscal Crecimiento Desempleo

Argentina 0.2553 0.0202 0.3605

Bolivia 0.1182 0.2636 0.2713

Brasil 0.2969 0.0053 0.4472

Chile 0.7556 0.0114 0.3816

Colombia 0.3425 0.0793* 0.1104

Ecuador 0.0668* 0.0000 0.0220

Paraguay 0.1267 0.0038 0.2504

Perú 0.5703 0.0158 0.0689*

Uruguay 0.1411 0.0238 0.0996*

Venezuela 0.0467 0.0028 0.0254 *Se rechazaría la HN de raíz unitaria al 90% de confianza. Trabajamos al 95%

Commodity ADF

Cobre 0.9975

Gas 0.9332

Oro 0.8713

Petróleo 0.9982

- 50 -

7.10 ANEXO 10: RESULTADOS DE LA ECUACIÓN DEL DÉFICIT FISCAL

POR PAÍSES PARA LA ESPECIFICACIÓN POR PRIMERAS DIFERENCIAS40

País Cte� dDF�-/�� dDF�-2�� dU� dy� dPC� Dummy��Argentina -0.673304** -0.344627* 0.461541** 0.218933* 0.059362 - 1.067036**

Bolivia -1.786270 -0.012464 -0.465065* -0.197446 0.532938 0.987551 1.368093

Brasil -0.149480 0.105140 - 0.240942 0.276837 - 0.270550

Chile -0.414123 0.155583* - 0.206900* -0.175995** -1.044821 0.727287

Colombia 0.039462 -0.144492 - 0.302067* -0.209415 -0.043353 -0.342260

Ecuador 0.113232 -0.241022 - 0.398657** -0.046829 -0.067077 -0.792279

Paraguay -0.796599* -0.223625 - -0.020907 -0.101643 - 2.155945**

Perú -0.597692 -0.180032 - 0.312015 -0.115409 0.009578

41

-0.062154 -0.431659

Uruguay -0.261723 -0.542601*** - 0.838029*** -0.130389** - 2.709907**

Venezuela 0.019945 -0.302367* - -0.197187 -0.026342 -0.197265** 1.831767

*= significativo al 90%; **= significativo al 95%; ***= significativo al 99%

40

Los Coeficientes correspondientes a crisis, que no se consignan, en general tienen signo positivo. 41

Este coeficiente pertenece a la diferencia en el precio del oro, el segundo a la diferencia en el precio del cobre. En las tablas de más adelante se procede de manera similar.

- 51 -

7.11 ANEXO 11: COINTEGRACIÓN DE LAS VARIABLES

País Variables de la Ecuación de LP

Cointegran ADF Residuos

Argentina DF�U� × 0.1078

Bolivia DF�y�U�PC � 0.0092

Brasil DF�U � 0.0900

Chile DF�U�PC � 0.0018

Colombia DF�y�U�PC � 0.0136

Ecuador42 DF�PC � 0.0630

Paraguay43 DF�U � 0.0707

Perú DF�U�PC � 0.0118

Uruguay DF�U � 0.0001

Venezuela44 - - - DF��Déficit�FiscalO�y��CrecimientoO�U��DesempleoO�PC��Precio�del�Commodity�respectivo����������

42

Cointegra solamente al 10%, no al 5%. 43

Cointegra solamente al 10%, no al 5%. 44

Venezuela solamente tiene una variable I(1) –el petróleo, por lo que no puede cointegrar.

- 52 -

7.12 ANEXO 12: RESULTADOS DE LA ECUACIÓN DEL DÉFICIT FISCAL

POR PAÍSES PARA LA ESPECIFICACIÓN POR VECTORES DE

COINTEGRACIÓN