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Función de reacción fiscal
para Ecuador,
2000-2017
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Sebastián
Londoño Espinosa[1]
Los resultados de balance de las
finanzas públicas en el Ecuador a lo largo de su historia se han caracterizado
por la acumulación de déficits fiscales permanentes, lo que supone un riesgo
latente para la sostenibilidad fiscal. Bajo dicha problemática, la investigación
tiene como objetivo analizar la respuesta de los resultados primarios ante
cambios en el stock de deuda, a través de una función de reacción, tomando en cuenta un conjunto de
variables de control específicas para el caso ecuatoriano. Adicionalmente, se
evalúa la sostenibilidad de la deuda pública en el largo plazo, buscando
verificar la hipótesis de que el Gobierno ecuatoriano ajusta su superávit
primario en respuesta a los cambios de endeudamiento. Con ello se demostraría
que estaría cumpliendo con su restricción presupuestaria intertemporal. Los
principales resultados obtenidos muestran un comportamiento explosivo del
endeudamiento público que ocasiona fatiga
fiscal, lo que pone en peligro la
consolidación fiscal. Así mismo, se encontró que la política fiscal durante el
periodo señalado cumple con los supuestos de la restricción presupuestaria, que
sin embargo fue débilmente sostenible, corroborando en parte los resultados de
la función de reacción fiscal. Estos resultados ponen en evidencia la necesidad
de una reestructuración de los flujos y stocks en las finanzas públicas.
Número
de clasificación JEL: C13,
C22, E62
Palabras claves: sostenibilidad, restricción presupuestaria intertemporal,
función de reacción, fatiga fiscal.[2]
Abstract
Government
fiscal balances in Ecuador, throughout its history, have been characterized by
the accumulation of permanent fiscal deficits, which supposes a latent risk to
fiscal sustainability. In this context, the objective of this research is to
analyze the response of the primary results to changes in the stock of debt,
through a fiscal reaction function, taking into account control variables specific
to the Ecuadorian case. Additionally, the long-term sustainability of public
debt is evaluated in an attempt to verify the hypothesis that the Ecuadorian
Government adjusts its primary surplus in response to changes in its
indebtedness. This affirmation would demonstrate compliance with its
intertemporal budget restriction. The results of the estimation of the fiscal
reaction function show explosive behavior of public debt that causes fiscal
fatigue, endangering fiscal consolidation. Likewise, debt sustainability
analysis found that fiscal policy during the period researched complies with
the assumptions of the intertemporal budget constraint, however, it was weakly
sustainable. This corroborates in part the results of the fiscal response
function. These results highlight the need for a restructuring of flows and
stocks in public finances.
JEL classification number: C13, C22, E62
Keywords: sustainability,
intertemporal budget constraint, reaction function, fiscal fatigue.
Las decisiones
del Gobierno desde la política pública y con especial relevancia, la política
fiscal, tienen efectos sobre las principales variables macroeconómicas en un entorno
de interrelación entre el ámbito público y el privado (Berger y Udel, 1998;
Mueller, 2004; Stiglitz, 2003).
La
política fiscal abarca las decisiones del gobierno sobre los ingresos y gastos
públicos. Estos se relacionan a través del resultado de balance, donde los gastos
se encuentran limitados por los ingresos que percibe el Gobierno (Catalán, 2013;
Da Costa y Juan- Ramón, 2011). Desde una perspectiva contable, un resultado del
balance positivo se traduce en un superávit fiscal, caso contrario es un
déficit fiscal (Marshall y Schmidt-Hebbel, 1989).
Frecuentemente, los gobiernos de muchos países han presentado déficits fiscales
anuales de forma persistente, debido a diversos factores de corto plazo, como
la volatilidad de ingresos públicos producida por las fluctuaciones del ciclo
económico y el efecto de los estabilizadores automáticos, pero también a
factores estructurales o de largo plazo, como la debilidad de los sistemas tributarios
con elevadas tasas de elusión y evasión fiscal, la baja calidad de las
instituciones financieras, o incluso a factores exógenos como el precio del
petróleo, la tasa libor o el riesgo país (Martner y Tromben, 2004). Para su
financiamiento, los gobiernos se han visto forzados a recurrir a mecanismos como
la emisión de deuda pública, que ha sido utilizada para pagar los intereses y
amortizar la deuda pasada. Esta dinámica ha llevado a muchos a plantearse la
siguiente pregunta: ¿durante cuánto tiempo pueden mantener los gobiernos esta
situación? o, en otras palabras, en ¿qué momento los compradores de deuda exigirán
a los gobiernos que realicen compromisos creíbles sobre la sostenibilidad de su
deuda? (Hamilton y Flavin, 1986).
Para
Bohn (1998), la deuda pública evoluciona en función de los déficits
presupuestarios pasados, determinados por las necesidades presentes de
financiamiento. Bajo una perspectiva intertemporal y de sostenibilidad fiscal,
el saldo de deuda actual debería ser igual, en un marco de consolidación fiscal[3] al
valor presente de los saldos presupuestarios primarios[4] futuros
(estimados). En otras palabras, para que la deuda sea sostenible, la
trayectoria del saldo primario relacionado con la deuda pública debe ser
relativamente estable a lo largo del tiempo (Barro, 1974; Catalán, 2013; De
Mello, 2008).
Hamilton
y Flavin (1986) muestran los límites de endeudamiento de los gobiernos a través
de la restricción presupuestal intertemporal, concluyendo que para poder emitir deuda con intereses, un gobierno debe garantizar
el equilibrio de su presupuesto en términos de valor presente esperado. Bajo
este enfoque, se torna necesario evaluar en el tiempo la sostenibilidad de la
política fiscal, la cual debe estar encaminada a que el gobierno pueda seguir
aplicando sus políticas fiscales sin poner en riesgo la solvencia del sector
público en el mediano y largo plazo (Croce y Juan-Ramón, 2003).
Sin
embargo, en la práctica, la medición de la sostenibilidad de mediano y largo
plazo de las finanzas públicas no ha sido fácil. Desde el ámbito empírico,
sobresalen los análisis que utilizan una función de reacción fiscal (Catalán, 2013;
Da Costa y Juan Ramón, 2011; De Mello, 2008; Khalid, Malik y Sattar, 2007), cuyo
objetivo es comprobar en qué medida el gobierno asegura la sostenibilidad de la
deuda a lo largo del tiempo, ajustando su balance presupuestario primario en
respuesta a cambios en el nivel de endeudamiento (De Mello, 2008). Bajo esta
perspectiva, frecuentemente se ha medido la respuesta del resultado primario con
respecto a los cambios en el saldo de deuda, incluyendo un conjunto de
variables de control que influyen sobre el resultado primario, como el componente
cíclico, los cambios de Gobierno con la inclusión de ciclos políticos, o variables
de vulnerabilidad fiscal como las fluctuaciones en el precio del petróleo,
cambios en la tasa libor o el riesgo país (Égert, 2012). Adicionalmente, la
literatura empírica ha analizado la hipótesis de sostenibilidad de la deuda,
mediante la evaluación del saldo presupuestario y los objetivos de corto y
largo plazo[5],
utilizando métodos de cointegración sobre las series de ingresos y gastos. Esta
metodología permite determinar, asimismo, si la política fiscal fue débilmente
sostenida o fuertemente sostenida[6] (De
Mello, 2008; Hamilton y Flavin, 1986; Quinto,
1995).
Enfocándonos
en el caso la economía ecuatoriana, tras la adopción del dólar como moneda
oficial en el año 2000, el país perdió la posibilidad de emitir el dinero de
forma primaria[7],
lo que colocó a la política fiscal como una de las principales herramientas de
política económica para estabilizar la economía. Uno de los hechos recurrentes
en la historia de la política fiscal en Ecuador ha sido la acumulación
permanente de déficits fiscales, lo que supone un riesgo latente sobre la
sostenibilidad de las finanzas públicas, además de comprometer la restricción
presupuestaria intertemporal del Gobierno por el aumento de endeudamiento
(Álvarez, 2009).
Con
estos antecedentes, la presente investigación tiene como objetivo estimar para
el caso ecuatoriano una función de reacción fiscal para el período 2000-2017
que mida la respuesta del resultado presupuestario primario con los impulsos
del endeudamiento público. Adicionalmente, se consideran variables de control
un conjunto de características que representan el componente cíclico, tanto
económico como político, así como variables de vulnerabilidad fiscal exógenas
que afectan a las cuentas fiscales (precio del petróleo, cambios en la tasa libor
y riesgo país). En segundo lugar, se estimará la sostenibilidad de la deuda en
el largo plazo, a través de un análisis de cointegración, aplicado sobre un
modelo de vectores autoregresivos (VAR). Finalmente,
se analiza si la política fiscal en Ecuador durante el período 2000-2017 fue
sostenible y, de ser el caso, determinar si fue débilmente sostenida o
fuertemente sostenida bajo el enfoque de Quintos (1995).
2.
Revisión de la literatura
En esta
sección se presenta un análisis teórico de la restricción presupuestaria
intertemporal del Gobierno, así como de la relación existente entre los
resultados primarios y el endeudamiento público a través de la restricción
intertemporal. A continuación, se estudiará la sostenibilidad fiscal bajo el
referido marco de sostenibilidad del endeudamiento público, siguiendo los
lineamientos de la restricción intertemporal. A partir de estos resultados, se
busca determinar si la política fiscal es fuertemente sostenida o débilmente
sostenida (Quintos 1995). Adicionalmente, se considera a la vulnerabilidad
fiscal como una variable que puede incidir en el corto y mediano plazo en las
finanzas públicas. Finalmente, desde una perspectiva de economía política, se analizará
el ciclo político y su impacto en la sostenibilidad de las finanzas públicas.
2.1. Restricción presupuestaria
intertemporal
Para
analizar la sostenibilidad de la política fiscal, es necesario entender la
restricción presupuestaria intertemporal a la que se enfrentan los gobiernos.
Un proceso presupuestario es sostenible si el valor actual o presente esperado
de sus saldos presupuestarios primarios futuros coinciden con el valor actual del
stock futuro de deuda (Hamilton y Flavin, 1986; Trehan y Walsh, 1993). Esto nos
lleva al cuestionamiento de si el aumento paulatino del déficit fiscal implica
directamente una violación a la restricción de equilibrio presupuestario en el
tiempo, con los consiguientes problemas de sostenibilidad fiscal.
En
este sentido, según Bravo y Silvestre (2002), la sostenibilidad fiscal requiere
que los gobiernos puedan respetar la restricción presupuestaria intertemporal
en términos de valor presente de los saldos presupuestarios primarios futuros
(estimados). Bajo este enfoque, una condición para la solvencia del sector
público en el largo plazo es que el valor presente de los resultados primarios
futuros sea igual al stock de deuda en un periodo determinado, lo que a su vez
elimina la necesidad de realizar ajustes poco creíbles sobre la política de
ingresos y gastos (Afonso, 2005; Bravo y Silvestre, 2002; Cuddington, 1997). En
general, para Da Costa y Juan-Ramón (2011), el análisis de la sostenibilidad
fiscal se asocia a la capacidad que tiene el gobierno de cubrir el servicio de
la deuda (capital e intereses), sin que sea necesario introducir cambios de
política que sean significativos.
Para
analizar la sostenibilidad fiscal, se parte del resultado global del balance
del Gobierno, definido de la siguiente manera (De Clerck y Wickens, 2017)[8]:
donde,
Dado que el resultado global (sobre la línea[9])
requiere de una contrapartida que puede ser financiamiento (bajo la línea) o
una reducción de un activo (financiero o no financiero), las cuentas fiscales
se deben manejar a través de la restricción presupuestaria que tiene el
Gobierno (Da Costa y Juan-Ramón, 2011). La restricción presupuestaria se puede
expresar de la siguiente manera (Albentosa y Martí, 2017; Da Costa y
Juan-Ramón, 2011; Hamilton y Flavin, 1986; Talvi y Végh, 2000):
donde,
Esteve, Fernández y Tamarit (1993), Da Costa y Juan Ramón
(2011), Hamilton y Flavin (1986), Lozano y Cabrera (2009) presentan la
restricción presupuestaria intertemporal del gobierno de la siguiente manera:
donde,
Adicionalmente, para que la política fiscal sea sostenible en
el largo plazo, se requiere que el sistema cumpla una condición final o
condición de transversalidad, también conocida como restricción de solvencia (De Mello, 2008). Según Astorga (2003) y
Trapé (2004), un agente económico (privado o público) es solvente
cuando puede hacer frente a sus pagos presentes y futuros con sus ingresos
presentes y futuros. La condición de transversalidad del sector público es la
aplicación del término de solvencia, que permite
seleccionar el sendero óptimo por el cual deberían transitar las finanzas del
Gobierno (Michel 1990). En un escenario de optimización, la condición de
transversalidad implica que el saldo de endeudamiento público al final del
periodo (cuando
Esta
condición implica que el gobierno debe abstenerse de financiar el servicio de
la deuda con nueva deuda, para que la deuda tienda a cero en el futuro (Lozano
y Cabrera 2009). La ecuación 4
lleva a que el gobierno no financie el servicio de la deuda con nueva deuda (no
se incurra en rollover), con lo cual el valor de la deuda debe converger a 0 en
un horizonte lejano (Meijdam, Van de Ven y Verbon, 1996).
De no
cumplirse la condición de solvencia de las finanzas públicas, el endeudamiento podría
tener un carácter explosivo (
En la
medida en que el Gobierno no cumpla con la condición de transversalidad, el
resultado primario puede exhibir fatiga
fiscal. Bajo esta situación, los saldos primarios no siguen el ritmo de
crecimiento de la deuda pública, existiendo la posibilidad de que el
comportamiento de la deuda sea explosivo, donde el pago de intereses se acreciente,
dejando una alta probabilidad de incumplimiento; esto a su vez aumenta la prima
de riesgo, lo que conlleva problemas de acceso al mercado financiero (Agnelo,
Castro y Souza, 2015; Echevarria, 2018; Ghosh, Kim, Mendoza, Ostry y Qureshi, 2013).
Al incluir la condición de transversalidad, la ecuación 3 queda:
La
ecuación (3’) establece que, ante un horizonte infinito, el stock actual de
deuda pública debe ser igual al valor descontado de los superávits primarios
esperados en el futuro (Camarero, Esteve y Tamarti 1993; Lozano y Cabrera,
2009).
Para
verificar el cumplimiento de la condición de transversalidad, normalmente se
han utilizado dos procedimientos: (1) contrastar la estacionariedad del
crecimiento del stock de deuda
2.2.
Política fiscal fuertemente sostenible o débilmente sostenible
Quintos
(1995) distingue los procesos de déficit fiscal al dividirlos en “fuertemente
sostenidos” y “débilmente sostenidos”. La política
fiscal fuertemente sostenida se concibe con una situación en la cual no se
esperan problemas en el futuro relacionados con la acumulación de saldos
presupuestarios negativos, ni un comportamiento explosivo del endeudamiento
público, es decir, en términos de política fiscal, no se requieren reformas
estructurales o cambios significativos en los ingresos y gastos del Gobierno.
Por el
contrario, la política fiscal débilmente
sostenida, implica problemas futuros en el comportamiento de la deuda,
especialmente en los cambios de tipo de interés, ocasionados por la acumulación
del stock de deuda, que podrían generar presión sobre las cuentas fiscales y el
propio crecimiento económico, conllevando la necesidad de esfuerzos de
consolidación fiscal (Quintos, 1995; De Castro, 2004; Quituisaca y Yanza, 2016). En este sentido, la sostenibilidad débil implica que los gastos crecen y superan a los ingresos,
creando una presión desestabilizadora de las cuentas fiscales por el incremento
del saldo de endeudamiento, con implicaciones de políticas porque el gobierno
tendrá dificultades para comercializar su deuda a largo plazo (Quintos, 1995;
Tronzano, 2013).
2.3.
Sostenibilidad fiscal y vulnerabilidad fiscal
Finalmente,
la sostenibilidad fiscal tiene una relación con la vulnerabilidad fiscal, en la
medida en que el grado de exposición de la política fiscal se deba a factores
económicos, políticos y sociales que puedan comprometer el logro de sus
objetivos fiscales (Petrie y Hemming, 2000). Para Cottarelli (2011) y Rial y
Vicente (2008), las principales fuentes de vulnerabilidad fiscal son:
- La exposición
fiscal ante riesgos de corto plazo, incluyendo la sensibilidad del resultado
global a las fluctuaciones de las variables macroeconómicas relevantes, como el
crecimiento económico, tasas de interés nominales y reales, tasa de inflación,
etc.
- Los
riesgos inherentes a la sostenibilidad de la política fiscal en el corto,
mediano y largo plazo, basados en la estructura de los pasivos y el financiamiento,
bajo enfoques de stress fiscal[12],
relacionados en el corto plazo especialmente con problemas de liquidez en la
caja fiscal, mientras que en el mediano y largo plazo, estarían relacionados con
la capacidad de pago de la deuda pública (Baldacci, McHugh y Petrova, 2011).
- Las
debilidades estructurales en la economía en general, que pueden reducir la
capacidad de reacción ante shocks adversos, entre las que se pueden citar el
grado de inflexibilidad del gasto o la rigidez de la economía para dar
respuestas a dichos shocks.
- La
dependencia de las finanzas públicas con respecto a ingresos no permanentes,
especialmente en economías primario-exportadores, genera debilidades
estructurales en las cuentas fiscales (enfermedad holandesa[13]),
que influyen de manera directa sobre los resultados globales y provocan desequilibrios
macroeconómicos (Afcha, Devarajan, De Franco y Larrazábal, 1992; Schuldt, 2005).
2.4.
Ciclo político y economía política sostenible
El
concepto de ciclo político relacionado al ciclo económico se refiere a cómo las
condiciones de política económica tienden a modificarse a medida que existen
ciclos políticos, especialmente por
cambios de los hacedores de política o
policymakers, que son responsables de la elaboración y el análisis político.
Bajo una configuración general, se refiere al vínculo entre elecciones
periódicas, el ejercicio político del mandato y las fluctuaciones del producto
(output) ocasionados por las decisiones de política económica de corto plazo (De
Serralde, 1999; Escobar, 1994).
La teoría
de modelos de ciclos económicos de origen político nace con Kalecki (1943), en
la que plantea la posibilidad de alcanzar el pleno empleo a través de un
programa de gasto público, incluso en un sistema capitalista. No obstante, la
percepción de pleno empleo y la eficiencia de la política fiscal ha sido cuestionada
con el tiempo, especialmente por la posibilidad del efecto expulsión “crowding out”, por el cual, la
inversión privada se veía desplazada por la inversión pública. Con esto, se abre
el debate sobre los ciclos políticos, a partir de los lineamientos de política
económica con dos tendencias opuestas: i) escuela ortodoxa, y ii) escuela
heterodoxa (Fernández, 2008; Nuti, 2011).
La
principal diferencia entre ambas escuelas es que, para los economistas neoclásicos
de tendencia ortodoxa, el mercado tiende a autoregularse, logrando alcanzar de
forma natural el pleno empleo. El Estado debe participar en la economía para
corregir fallos de mercado y aplicar políticas económicas de liberalización y
privatización (Kaufman y Stallings, 1991). En contraposición con los
pensamientos neoclásicos, se encuentra la tendencia heterodoxa, bajo la concepción
teórica de Kalecki (1943), la que defiende una intervención activa del gobierno,
a través de la inversión pública y los subsidios al consumo, financiada
mediante endeudamiento para que las economías capitalistas alcancen el pleno
empleo (Huerga, 2008). Mann y Pastor (1989) añaden que las soluciones políticas
de tendencia heterodoxa confían en la intervención del gobierno y en la gestión
directa del conflicto para la distribución de ingresos entre clases sociales, a
través de políticas de ingresos.
Dada
la existencia de ambas tendencias de política económica, Égert (2012) plantea
la importancia de incluir variables que midan el grado de intervención del
gobierno en la modelización que define el ciclo político. Este autor recomienda
además incluir los períodos de elecciones, dado que los gobiernos pueden
desviarse deliberadamente de los planes en la fase de implementación de
políticas por razones económicas (por ejemplo, los gobiernos pueden hacer
promesas antes de las elecciones que rompan después de ser elegidos). Alesina y
Tabellini (1990) también sostienen que las estrategias del gobierno pueden
influir en las elecciones de sus sucesores, mostrando un aumento del gasto y
por ende un posible sesgo de déficit a medida que se acercan períodos
electorales. Estos factores deben ser tenidos en cuenta a la hora de analizar
la sostenibilidad de la política fiscal.
3.
Metodología
Los
estudios que han buscado medir el grado de sostenibilidad fiscal frecuentemente
han utilizado dos estrategias metodológicas, i) una función de reacción fiscal
y, ii) el análisis de sostenibilidad de la política fiscal, y más concretamente
del endeudamiento público, a través de métodos de cointegración entre ingresos
y gastos públicos; estos métodos a su vez permiten determinar si la
sostenibilidad es fuerte o débil desde una perspectiva temporal-fiscal.
3.1.
Función de reacción fiscal
La
función de reacción fiscal muestra cuál es la respuesta del Gobierno ante
cambios de stock de deuda, a través de un ajuste de su superávit primario, de
tal manera que la política fiscal satisfaga su restricción presupuestaria
intertemporal (Afonso y Jalles, 2011; catalán, 2013; De Mello, 2008; Égert, 2012; Khalid, Malik y Sattar, 2007). En otras
palabras, se intenta buscar la respuesta del superávit primario ante
cambios en los niveles de deuda. La función de reacción convencional presentada
en los trabajos de Afanoso y Jalles (2011), Barro (1986), Bohn (1998), Catalán
(2013), Gosh, Kim, Mendoza y Qureshi (2013),
Nguyen (2013), entre otros, se ha planteado a través de la ecuación (5):
Donde,
Para el presente estudio del caso ecuatoriano, se han utilizado
las siguientes variables de control: las fluctuaciones en el
precio del petróleo por su influencia sobre los ingresos no permanentes del
Gobierno, los cambios en la tasa libor y el riesgo país, utilizados como proxy
de liquidez en el corto plazo, pues incrementos de los mismos pueden generar
presiones sobre el manejo de las finanzas públicas debido a requerimientos
costosos de financiamiento inmediato, y los ciclos políticos, ya que permiten
determinar desde la perspectiva de economía política la orientación (ortodoxa o
heterodoxa) del policymaker (Escobar,
1994). Se incluye como proxies de ciclos
políticos los antecedentes del jefe de Gobierno[14]
y el calendario de elecciones, siguiendo a Égert (2012). La primera de ellas se
define como una variable dummy, que toma el valor de 1 si el gobierno sigue un
lineamiento de política económica con tendencia ortodoxa y 0 si es de tendencia
heterodoxa; el calendario de elecciones puede tomar tres valores: 1 si las
elecciones fueron en dicho año, 0.5 si se realizaron el año anterior y 0 de lo
contrario (Égert, 2012).
Sin embargo, Bohn (1998) menciona un potencial problema en la
estimación de la ecuación (5), especialmente, si
La ecuación (6) es una función de reacción aplicada por Barro
(1979) bajo la hipótesis de que el gasto público y el PIB tienen una tendencia constante,
pero que transitoriamente se pueden alejar de la misma. La variable CYGAS es la
diferencia entre el gasto público en términos reales (
Para que se cumpla la hipótesis de sostenibilidad, Afonso y
Jalles (2011: 2), catalán (2013: 145), Ciro (2015) y, Da Costa y Juan Ramón
(2011: 121), asumen que
La función de reacción fiscal planteada en la ecuación (6), permite
analizar los mecanismos de transmisión de la política fiscal representados en el
resultado primario, a través de la información existente de los indicadores
económicos, donde la postura fiscal no es exógena y depende tanto del
endeudamiento público, como de otras variables económicas y de control (Afonso
y Jalles, 2011; Bohn, 1998; Burger, Stuart, Jooste, y Cuevas: 2012; De
Mello, 2008; Khalid, Malik, y Sattar, 2007).
Ganiko, Melgarejo y Montoro (2016), analizan la sostenibilidad
fiscal en economías emergentes, suponiendo que existe una relación no lineal
entre la deuda y el resultado primario. Para ello, incluye en la ecuación (6)
un polinomio cuadrático sobre la ratio de deuda rezagada con el resultado
primario (
En la medida que
Bajo este enfoque no lineal, Ghosh, et al. (2013) asumen un
comportamiento explosivo del endeudamiento público, con tendencia a equilibrios
múltiples (sin retorno al estado estacionario). Para medir este efecto,
utilizan un polinomio cúbico o de tercer grado sobre la ratio de deuda
rezagada:
Cuando
3.2. Sostenibilidad
del gobierno a través de métodos de cointegración
La segunda metodología utilizada para analizar la
sostenibilidad fiscal en el largo plazo consiste en análisis de
cointegración aplicado sobre modelos de vectores autorregresivos (VAR) introducidos por Granger (1983). Estos tests
buscan hallar una relación de largo plazo entre series de datos con tendencia.
En otras palabras, tratan de ver si las tendencias de dos o más series
temporales se mueven de forma conjunta a lo largo del tiempo (Johansen,
1995). La mayoría de análisis de
cointregración han partido de variables con tendencia, integradas de orden 1[18],
para comprobar si su combinación lineal comparte una misma tendencia
estocástica, es decir, si existe una relación de largo plazo entre ambas. En
caso afirmativo, se dice que las series están cointegradas (Engle y Granger
1987, 1991: Johansen 1991, 1995). Los teoremas de Engle y Granger (1987) y
Johansen (1991), ambos referidos como el teorema
de representación de Granger, demuestran como modelar series integradas de
orden uno a través de vectores autorregresivos.
La
aplicación de esta metodología al estudio de la sostenibilidad fiscal parte de
la ecuación (4) introducida por Hamilton y Flavin (1986), quienes estiman la hipótesis de sostenibilidad de deuda
mediante la evaluación de las propiedades estacionarias del saldo
presupuestario y las propiedades de cointegración de las series de gastos (G) e
ingresos (I). Pero antes de realizar el test de cointegración, se deben
realizar pruebas de raíz unitaria del resultado global, los ingresos y los
gastos, para determinar su orden de integración. Siguiendo a De Mello (2008) el
vector X (G,T) se puede escribir como un modelo de corrección de errores:
donde
De
Mello (2008) aplica la metodología de cointegración de Johansen-Juselius
(1990), que utiliza estimadores de máxima verosimilitud para comprobar la
presencia de múltiples vectores de cointegración. Esta metodología permite determinar
si los gastos públicos están cointegrados con los ingresos y viceversa, lo que permite
analizar la relación estable de largo plazo entre el saldo primario y la deuda
pública para ver si satisface o no la condición de sostenibilidad de deuda (De
Mello, 2008). Su modelo incluye un vector de variables de control.
Albentosa
y Martí (2017) realizan
un análisis de sostenibilidad de la deuda pública española, utilizando la clasificación
propuesta por Quintos (1995) en la que se distingue entre sostenibilidad de la
política fiscal débil y fuerte, utilizando métodos de cointegración sobre los
ingresos y gastos fiscales. Parten
del modelo de largo plazo presentado en el capítulo 1 (eq. 4):
donde
Para
analizar la presencia de una política fiscal débilmente sostenida o fuertemente
sostenida desarrollada por Quintos (1995), Camarero, Esteve y Escalona (1998), Lozano
y Cabrera (2010), Albentosa y Martí (2017), se utilizarán métodos de
cointegración que recogen cambios estructurales, tanto en las relaciones de
largo plazo como en los parámetros de estimación (Camarero, Esteve y Escalona,
1998), siguiendo esta secuencia:
a) Contrastar si
b) Sobre la base de Engle y Granger, si se cumple 1 se realiza
un análisis de regresión sobre la ecuación 10, y, si
c) Si
d) Si
e) Si
4.
Implementación
empírica:
A continuación, se plantea una función de reacción fiscal
para analizar el cumplimiento de la restricción presupuestal intertemporal del
Gobierno del Ecuador durante el período 2000-2017. A continuación, se aplicará
un modelo de cointegración, para comprobar si existe sostenibilidad del
endeudamiento público de acuerdo con las relaciones entre ingresos y gastos.
Finalmente, en caso de encontrar que la política fiscal del Ecuador es
sostenible, se comprobará si fue fuertemente o débilmente sostenida.
4.1. Definiciones de variables y fuentes de datos
En la
Tabla No. I, se recogen las variables a utilizar en la investigación, así como
la fuente de consulta de la información.
Tabla No. 1: Variables
y fuentes de datos
|
Variable |
Descripción |
Fuente |
|
Ingresos del SPNF como porcentaje del PIB |
En porcentaje |
Banco Central del Ecuador (2019) |
|
Gastos del SPNF como porcentaje del PIB |
En porcentaje |
Banco Central del Ecuador (2019) |
|
Resultado primario como porcentaje del PIB |
En porcentaje |
Banco Central del Ecuador (2019) |
|
Stock de deuda como porcentaje del PIB |
En porcentaje |
Ministerio de Economía y Finanzas (2019) |
|
Precio del petróleo en USD |
En logaritmo natural |
Bloomberg (2019) |
|
Tasa libor |
En porcentaje |
Bloomberg (2019) |
|
Riesgo país |
En logaritmo natural |
Bloomberg (2019) |
|
Ciclo político y elecciones* |
Variable binaria |
Calendario de elecciones y biografía del mandatario |
|
Resultado global (incluidos ingresos y gastos) como
porcentaje del PIB |
En porcentaje |
Banco Central del Ecuador (2019) |
|
Producto Interno Bruto |
Nominal |
Banco Central del Ecuador (2019) |
|
Gasto potencial** |
|
Cálculos del autor basados en información del Banco Central
del Ecuador |
|
PIB potencial** |
|
Cálculos del autor basados en información del Banco Central
del Ecuador |
Fuente: Elaboración
propia
Las variables calculadas fueron: Elecciones: se define como
una variable politómica cualitativa ordinal que puede tomar tres valores, 0 en
un período donde no se desarrollaron elecciones, 0,5 si existieron elecciones
en el año anterior y 1 si las elecciones fueron dicho año (Égert, 2012). Ciclo
político: es una variable dummy que toma el valor de 0 si el Gobierno fue de
tendencia ortodoxa y 1 si fue de tendencia heterodoxa. Para la definición del
ciclo político se utilizan los antecedentes del jefe de Gobierno según la
metodología de Égert (2012), en la que se observa el precedente universitario y
profesional del presidente en curso, así como la tendencia de política
económica bajo su discurso principal. Para la definición del ciclo político se
utiliza la tendencia de política económica bajo el discurso del principal jefe
de Gobierno. Para Gobiernos con tendencia de política económica ortodoxa se
consideraron: Gustavo Noboa (21/01/2000 al 15/01/2003), Lucio Gutiérrez
(15/01/2003 al 20/04/2005), Alfredo Palacios (20/04/2005 al 15/01/2007). Para
Gobiernos con discurso de tendencia política heterodoxa: Rafael Correa
(15/01/2007 al 24/04/2017) y Lenin Moreno (24/04/2017 hasta finales de 2017
sobre la base del período de análisis de la investigación).
*El PIB potencial y el gasto potencial se deducen a través de
la metodología Hodrick-Prescott[19].
Dado que se utilizan datos trimestrales en el filtro, se maneja un factor de
suavizamiento de lambda=1600, sobre la base de la evaluación empírica general
(Blanco e Iraheta, 2011).
Se utilizaron datos trimestrales para el Ecuador desde el año
2000 al 2017. Las cifras de Producto Interno Bruto nominal, ingresos, gastos,
resultado global y resultado primario del Sector Público no Financiero (SPNF)
fueron tomados del Banco Central del Ecuador. El stock de deuda se tomaron de
la base histórica de endeudamiento público del Ministerio de Economía y
Finanzas. La variable precio del petróleo se refiere al logaritmo natural del
precio promedio trimestral del crudo WTI. La tasa libor es el promedio trimestral
de la tasa libor a 3 meses, y la variable riesgo país es el logaritmo natural
del riesgo país para el final de cada trimestre.
En esta sección se aplica el marco metodológico desarrollado en
el capítulo anterior con una muestra de datos trimestrales para el caso
ecuatoriano desde el año 2000 hasta el año 2017[20].
El análisis está dividido en 2 partes, i) cálculo de la función de reacción
bajo la metodología de MCO y ii) aplicación de un modelo de
cointegración sobre un modelo de vectores autorregresivos (VAR) para analizar
la sostenibilidad fiscal de largo plazo. En concreto se utilizará la
metodología Johansen-Juselius (1990) para evaluar los vectores de cointegración
a través de test de traza y máximo valor propio.
4.3. Función de
reacción
En primer lugar, se estiman las ecuaciones (6), (7) y (8) por
la metodología de Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO), que incluyen las
variables gasto gubernamental temporal
(desviación entre el gasto y el gasto potencial) como medida de desembolsos
temporales del gobierno y la brecha de
producto (desviación entre el PIB actual en términos reales y el PIB
potencial), para determinar la dependencia cíclica de los balances primarios. Recordemos
que estas variables fueron introducidas con la finalidad de corregir las
inconsistencias que se pueden producir por la omisión de variables (Barro, 1979
y Bohn, 1998). Se incluyen los resultados de la función de reacción que
relaciona el saldo primario con la deuda pública de forma lineal (primera
especificación), cuadrática (segunda especificación) y cúbica (tercera
especificación); en todas ellas se incluye un vector de variables de control (Tabla
No. II).
Tanto la primera especificación, calculada a partir de la
hipótesis de la relación lineal entre el resultado primario y la deuda pública
(ecuación 6), como la segunda especificación que aplica la hipótesis de Ganiko,
Melgarejo y Montoro (2016), representada en la ecuación 8, en la que se utiliza
un polinomio cuadrático, presentan un resultado estadísticamente no
significativo, que muestra que no existe una relación entre ambas variables, lo
que no permite llegar a conclusiones sobre la sostenibilidad fiscal. Respecto a
las variables de control, el gasto gubernamental temporal tiene un efecto
negativo estadísticamente significativo sobre el resultado primario. Lo mismo
sucede con el ciclo político, aunque de forma más discreta, lo que implica que
aquellos Gobiernos con ideología heterodoxa en su manejo político, tienen un resultado
primario que tiende a ser deficitario. Por el contrario, la brecha de producto
y la tasa libor tienen un efecto positivo. El resto de variables de control no
presentan un efecto estadísticamente significativo.
La segunda especificación aplica la hipótesis de Ganiko,
Melgarejo y Montoro (2016), representada en la ecuación (8), utilizando un
polinomio cuadrático para el caso del Ecuador, No se determina una relación
significativa de forma estadística (Gelman y Stern, 2006), por lo cual no se
podría verificar la hipótesis de sostenibilidad fiscal con la información
existente. A pesar de ello, las variables brecha de producto, gasto
gubernamental temporal y el ciclo político tienen una relación inversa con el
resultado primario, y el producto potencial y la tasa libor poseen una relación
positiva con la variable de interés, todo esto significativo de forma
estadística.
Tabla No. 2: Resultados de la estimación de la función
de reacción fiscal
|
Variable dependiente: Resultado primario |
|
|
|
|||
|
Muestra |
|
2000q1-2017q4 |
||||
|
Especificación |
|
(1) |
(2) |
(3) |
||
|
|
0.0012 |
-0.059 |
-0.39** |
||
|
|
|
(0.153) |
(0.049) |
(0.124) |
||
|
|
|
[0,08] |
[-1.20] |
[-3.21] |
||
|
(
|
|
|
0.555 |
0.964** |
||
|
|
|
|
(0.429) |
(0.310) |
||
|
|
|
|
[1.29] |
[3.10] |
||
|
( |
|
|
|
-0.662** |
||
|
|
|
|
|
(0.225) |
||
|
|
|
|
|
[-2.94] |
||
|
|
-1.066*** |
-1.099*** |
-1.113*** |
||
|
|
|
(0.132) |
(0.134) |
(0.126) |
||
|
|
|
[-8.06] |
[-8.20] |
[-8.81] |
||
|
|
0.028*** |
0.029*** |
0.027*** |
||
|
|
|
(0.007) |
(0.007) |
(0.006) |
||
|
|
|
[4.21] |
[4.40] |
[4.22] |
||
|
|
|
|
|
|
||
|
Libor |
|
0.27*** |
0.256** |
0.338*** |
||
|
|
|
(0.081) |
(0.081) |
(0.816) |
||
|
|
|
[3.37] |
[3.15] |
[4.14] |
||
|
|
|
0.005 |
0.002 |
0.008 |
||
|
|
|
(0.005) |
(0.006) |
(0.0084) |
||
|
|
|
[0.87] |
[0.42] |
[1.47] |
||
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
-0.004 |
-0.002 |
0.0006 |
||
|
|
|
(0.003) |
(0.003) |
(0.003) |
||
|
|
|
[-1.33] |
[-0.69] |
[-0.19] |
||
|
|
|
|
|
|
||
|
Elecciones |
|
-0.001 |
-0.001 |
-0.003 |
||
|
|
|
(0.003) |
(0.003) |
(0.003) |
||
|
|
|
[-0.44] |
[-0.49] |
[-1.16] |
||
|
|
|
|
|
|
||
|
Ciclo político |
|
-0.012* |
-0.015** |
-0.012* |
||
|
|
|
(0.004) |
(0.004) |
(0.005) |
||
|
|
|
[-2.75] |
[-3.04] |
[-2.66] |
||
|
|
|
|
|
|||
|
|
0.013 |
0.025 |
0.213 |
||
|
|
|
(0.037) |
(0.038) |
(0.357) |
||
|
|
|
[0.36] |
[0.66] |
[0.60] |
||
|
Observaciones |
|
71 |
71 |
71 |
||
|
R- cuadrado |
|
0.6774 |
0.6860 |
0.7256 |
||
|
Nota: Los niveles de significancia son: (***) denota
significancia al 1%, (**) denota significancia al 5%, (*) denota significancia
al 10%. Errores estándar en paréntesis y valores T-estadístico entre
corchetes. |
||||||
|
|
|
|
|
|
||
|
Fuente: Cálculos propios-Stata 15. Véase Anexo 2 por
modelo. |
||||||
En la tercera especificación se analiza la hipótesis de
comportamiento explosivo del endeudamiento público según lo mencionado por
Ghosh, et al. (2013), a través de la inclusión de un polinomio cúbico del
endeudamiento público rezagado. Los resultados de la estimación muestran que
existe evidencia estadística de un comportamiento explosivo del endeudamiento
público ecuatoriano, que puede ocasionar equilibrios múltiples sin necesidad de
retornar al estado estacionario, en consonancia con los resultados obtenidos
por Zandi, Cheng y Packard (2011) y Ghosh, et al. (2013). Los coeficientes de
Respecto al resto de variables, cuando el nivel de producto
se encuentra sobre el potencial (brecha de producto positiva y significativa),
se observa una discreta mejora de los saldos primarios ocasionada por un mayor dinamismo
del ciclo económico o comercial (Khalid, Malik y Sattar, 2007:437). El gasto público temporal tiene una
relación inversa y significativa con respecto al resultado primario, como era
de prever, mostrando que cuando el gasto público se encuentra por encima de sus
niveles potenciales, tiene un efecto negativo sobre el resultado primario. Sin
embargo, el efecto de la brecha del producto es mucho menor que el del gasto
temporal. El ciclo político, definido como la tendencia política de corto
plazo, muestra un discreto empeoramiento del saldo primario en gobiernos
heterodoxos, con una propensión procíclica de la política fiscal (Alesina,
Campante, y Tabellini, 2008; Midaglia y Antía, 2007).
Pese a la consideración de los ciclos políticos,
investigaciones como la de Frankel, Vegh y Vuletin (2013) analizan la ciclidad
de la política fiscal, observando que difiere entre países por grupos de
ingresos. Sobre la base de un enfoque de impulso fiscal, los países
industrializados muestran una correlación negativa entre los componentes
cíclicos del gasto gubernamental real y la parte cíclica del Producto Interno
Bruto (PIB) en términos reales, lo que muestra un comportamiento contracíclico
de la política fiscal. Sin embargo, esto difiere de manera significativa con la
conducta de los países en vías de desarrollo, donde dicha correlación ha sido
positiva (procíclica) (Ilzetzki y Végh, 2008), por lo cual en el corto plazo
los análisis de ciclos políticos pueden tornarse complejos, dado que no
consideran la estructura económica y el manejo de las finanzas públicas
indistinto a la tendencia política, de tal manera que los resultados sobre el
ciclo político no necesariamente pueden ser concluyentes. Adicionalmente, se
debe mencionar que la identificación de todos los gobiernos
del Ecuador en el período analizado, pueden no ser diferenciados entre
ortodoxos y heterodoxos en plenitud por su forma de hacer política. De forma
general, la inclusión de la variable se sustenta desde una perspectiva
econométrica por tratarse de una variable de control desde la economía política, y también desde la práctica, para
contextualizar el manejo fiscal a partir del discurso político predominante,
pese a no necesariamente aplicar de dicha forma la política en el Gobierno.
4.4. Sostenibilidad de largo plazo
A continuación, se realiza un análisis de cointegración
aplicado sobre un modelo de vectores autoregresivos (VAR), con la finalidad de contrastar la hipótesis de
sostenibilidad de largo plazo, comprobando, en caso de que exista, si la
sostenibilidad de la política fiscal es fuerte o débil en el sentido de Quintos
(1995). Para examinar la relación de largo plazo entre los ingresos y los
gastos públicos, se utilizarán los test de Johansen (1988, 1991) y Johansen y Juselius (1990) y la
prueba de Engle y Granger (1987). Para
ello, se sigue la secuencia descrita en la tabla 2.
4.5. Resultados del test de raíz unitaria
Los tests de Johansen (1988, 1991) y Johansen y Juselius
(1990) requieren que las series de datos tengan el mismo orden de integración y
sean integradas de orden uno (I(1)). Para ello, se examinan las propiedades de
estacionariedad de ingresos y gastos del Sector Público No Financiero (SPNF) a
través del test ampliado de raíz unitaria de Dickey-Fuller (DFA). El test presenta
como hipótesis nula que el proceso generador tiene raíz unitaria. En caso de aceptarse
la hipótesis nula, la serie sería no estacionaria, y en el caso contrario,
sería estacionaria (Cheung y Lai, 1995). Los resultados aparecen en la tabla
III.
Tabla No. 3: Contraste de estacionariedad Dickey-Fuller aumentado
(niveles y primeras diferencias)[21]
|
|
Período |
DFA Estadístico |
1% |
5% |
10% |
|
|
2000-2017 |
-3.22 |
-4.09 |
-3.47 |
-3.16 |
|
|
2000-2017 |
-1.65 |
-4.10 |
-3.48 |
-3.17 |
|
|
Período |
DFA
Estadístico |
1% |
5% |
10% |
|
|
2000-2017 |
-10.58 |
-4.09 |
-3.47 |
-3.16 |
|
|
2000-2017 |
-3.96 |
-4.10 |
-3.48 |
-3.17 |
Nota: Los valores críticos al
1%, 5% y 10% han sido obtenidos mediante el test DFA con constante y tendencia
y son comparados con los valores críticos de Mackinnon (1996). El número de
retardos se ha seleccionado con el criterio de información de Schwarz.
Fuente: Elaboración propia. Cálculo
realizado con el software Eviews 8.
La Tabla III muestra que los ingresos y
gastos son I (1), dado que las series en diferencias permiten rechazar la
hipótesis nula de raíz unitaria (al 99% en el caso de los ingresos y al 95% en
el caso de los gastos). Este resultado significa que las series son
estacionarias en primera diferencia.
Una vez comprobado que las series de ingresos y gastos
públicos son integradas de orden 1, se procede a comprobar si ambas series son
cointegradas. El primer paso para el cálculo de un modelo VAR es la elección
del número óptimo de retardos (Campbell y Shiller 1987; Cueto 2015). Entre los
criterios más utilizados se encuentran: criterio de Akaike[22],
criterio de Schwarz[23]
y el criterio de Hannan-Quinn[24].
Los criterios de información para la aplicación empírica del modelo VAR se
encuentran en el Anexo 3.
Una vez comprobado que el número adecuado de rezagos son
cuatro, se estimó el modelo VAR (Anexo 4), aplicando posteriormente la
metodología de Johansen-Juselius (1990). Los tests de traza y
máximo valor propio se presentan en la Tabla IV.
Tabla No. 4: Sostenibilidad de la deuda: Test de cointegración, 2000-2017
Prueba de rango de cointegración no
restringida (traza)
|
Hipótesis de cointegración |
Valor propio |
Estadístico Traza |
Valor crítico 0,05 |
Prob** |
|
Ninguna* |
0,493356 |
70,50765 |
15,49471 |
0,0000 |
|
Al menos 1* |
0,332881 |
26,31114 |
3,841466 |
0,0000 |
La prueba
de traza indica 2 ec (s) de cointegración en el nivel 0,05
*Denota el
rechazo de la hipótesis al nivel 0,05.
**MacKinnon,
Haug y Michelis (1999) p- valores
4.7. Prueba de rango de cointegración no
restringida (valor propio máximo)
|
Hipótesis de cointegración |
Valor propio |
Estadístico Valor propio máximo |
Valor crítico 0,05 |
Prob** |
|
Ninguna* |
0,493356 |
44,19651 |
14,2646 |
0,0000 |
|
Al menos 1* |
0,332881 |
26,31114 |
3,841466 |
0,0000 |
La prueba
de valor propio máximo indica 2 ec (s) de cointegración en el nivel 0,05.
*Denota el
rechazo de la hipótesis al nivel 0,05.
**MacKinnon,
Haug y Michelis (1999) p-valores.
La traza y el valor propio máximo prueban la hipótesis de
existencia de cointegración entre los gastos y los ingresos. En otras palabras,
existe una relación de largo plazo entre el saldo primario y la deuda pública,
cumpliendo con la restricción presupuestaria intertemporal del gobierno.
No obstante, es necesario señalar, dado que los valores
críticos dependen de los supuestos de tendencia de la serie, que pueden no ser
apropiados para modelos que contienen regresores deterministas (Gregory y
Hansen, 1996). Es decir, pueden existir períodos de tiempo con superávit
presupuestario y, éstos pueden compensar otros períodos de déficit fiscal,
ocasionando que el análisis de cointegración de largo plazo llegue a tener una
tendencia determinista, o ser bastante previsible. Es por ello que, pese a haber
encontrado evidencias de cointegración, no se puede afirmar plenamente la
existencia de sostenibilidad, más aun conociendo que el análisis de la función
de reacción arrojó una conducta fiscal insostenible, especialmente porque los
resultados primarios no siguen el ritmo del proceso de deuda para el período de
tiempo analizado.
Con el fin de reforzar los resultados encontrados, a continuación
se realiza la prueba de Engle
y Granger (1987), que consiste en verificar si los residuos obtenidos de la
estimación MCO son estacionarios, demostrando así que las series están cointegradas. En
la Tabla III se encontró que los ingresos y los gastos del SPNF son series I
(1), Con esto, bajo la metodología de Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO) se
corre la regresión expresada en la ecuación 10 (
Para que exista cointegración, es preciso analizar la
estacionariedad del error
Tabla No. 5: Regresión ingresos y gastos del SPNF
|
Variable
dependiente: I |
||||
|
Método:
MCO |
||||
|
Variable
independiente |
Coeficiente |
Error
estándar |
Estadístico
T |
Prob. |
|
C |
0,00369 |
0,001009 |
0,365844 |
0,7156 |
|
G |
0,176748 |
0,051319 |
3,444117 |
0,001 |
|
R-
cuadrado |
0,146694 |
|||
|
R-
cuadrado ajustado |
0,134327 |
|||
|
Estadístico
F |
11,86194 |
|||
Fuente: Elaboración propia. Cálculo realizado con el software
Eviews 8,
Tabla 6: Contraste de estacionariedad de
|
DFA estadístico |
1% |
5% |
10% |
|
-9,25 |
-4,09 |
-3.47 |
-3.16 |
Nota: Los valores críticos al
1%, 5% y 10% han sido obtenidos mediante el test DFA con constante y tendencia
y son comparados con los valores críticos de Mackinnon (1996). El número de
retardos se ha seleccionado con el criterio de información de Schwarz.
Fuente: Elaboración propia. Cálculo
realizado con el software Eviews 8.
Los residuos de la regresión obtenidos en la Tabla V son
estacionarios y por tanto son I (0), lo que demuestra la presencia de
cointegración entre las serie de ingresos y gastos.
Sobre la base de los resultados, se deben considerar
investigaciones como la de Gregory y Hansen (1996) que evalúan series con
cambios temporales de tendencia, como sucede en el caso de los saldos
presupuestarios, en los que existen cambios de régimen provocados por la
presencia de períodos de tiempo con superávit presupuestario, que se compensan con
otros períodos de déficit fiscal, ocasionando que el análisis de cointegración
de largo plazo pueda tener una tendencia con cambio de pendiente. Es por ello
que, pese a la existencia de cointegración, no se puede afirmar plenamente la
existencia de sostenibilidad, más aun conociendo que el análisis de la función
de reacción arrojó una conducta fiscal insostenible, especialmente porque los
resultados primarios no siguen el ritmo del proceso de deuda para el período de
tiempo analizado.
4.8. Política fiscal
débilmente sostenida o fuertemente sostenida
Para complementar los resultados anteriores, a continuación
se procede a calcular bajo la metodología de Quintos (1995) si la política
fiscal es fuertemente sostenible o débilmente sostenible, tomando en cuenta los
resultados de la prueba de Engle y Granger (1987). El coeficiente
El
manejo de la política fiscal en el Ecuador, a través de su historia, ha estado
caracterizado por la acumulación de déficits permanentes, lo que, en términos
generales, supone un riesgo latente para la sostenibilidad de las finanzas
públicas del país. Ante dicha problemática, la investigación tuvo como objetivo
analizar la respuesta del resultado primario (a nivel de SPNF) ante cambios en
el stock de deuda pública, a través de la estimación de una función de reacción
fiscal, tomando en cuenta el conjunto de variables de control específicas para
el caso ecuatoriano. Adicionalmente, se evaluó la sostenibilidad de la deuda
pública en el largo plazo, buscando verificar la hipótesis de que el Gobierno
ecuatoriano ajusta su superávit primario, en respuesta a los cambios de
endeudamiento, con el fin de garantizar la sostenibilidad de la deuda a lo
largo del tiempo; con ello se demostraría que estaría cumpliendo con su
restricción presupuestaria intertemporal. La investigación utilizó diferentes metodologías
para analizar la respuesta del resultado primario ante cambios en el
endeudamiento público y la sostenibilidad del endeudamiento público. Para el
primer objetivo, se construyó una función de reacción fiscal con una
especificación lineal, otra cuadrática y finalmente una cúbica, utilizando estimadores
MCO. En lo que respecta al segundo objetivo, se estimó la sostenibilidad de la
deuda en el largo plazo a través de un análisis de cointegración, que contempla
la posibilidad de contextualizar si la política fiscal es sostenible,
débilmente sostenible o insostenible.
La función de reacción fiscal para el caso ecuatoriano en el
período 2000-2017 incluyó un conjunto de variables de control. Tanto la
ecuación lineal como el polinomio cuadrático (stock de endeudamiento rezagado
elevado al cuadrado), no presentan evidencia estadística que permita verificar
el cumplimiento de la restricción presupuestaria intertemporal por parte del
Gobierno. No obstante, al incluir un polinomio cúbico, se encontraron resultados
estadísticamente significativos que determinan un comportamiento explosivo de
la deuda pública, lo que lleva a una situación donde tarde o temprano el
gobierno no podrá cumplir la restricción presupuestaria intertemporal,
incrementando de este modo la fatiga
fiscal; los resultados primarios responden de forma negativa al aumento del
endeudamiento público, por lo cual puede que sea necesaria la implementación de
medidas de política fiscal que consoliden las finanzas públicas.
También se observó que cuando el país obtiene una brecha de
producto positiva, se produce una mejora de los resultados primarios, y, por el
contrario, cuando el gasto público se encuentra por encima del potencial, se genera
una tendencia que empeora los resultados primarios, creando acumulación de
déficits y por ende aumento del stock de deuda. Adicionalmente, el ciclo
político de tendencia heterodoxa tiende, en el corto plazo, a generar una disminución
de los resultados primarios, con acumulación de déficits primarios. No
obstante, este resultado no es concluyente, debido a la tendencia procíclica de
la política fiscal en países en vías de desarrollo indistinto de la ideología
con la cual se realice la política fiscal, sumada a la
ambigüedad de las políticas fiscales de todos los presidentes en el período
analizado. A su vez, la visión y perspectiva de
forma general en la aplicación del discurso político en la práctica, ya sea
ortodoxo o heterodoxo, es debatible a gran modo. Pese a ello, se considera
importante la inclusión de este tipo de variables como controles desde la economía
política.
La sostenibilidad de la deuda medida a través de análisis de
cointegración entre los ingresos y gastos del SPNF como proporción del PIB mostraron
que ambas variables están cointegradas, lo que implica a su vez que existe una
relación de largo plazo entre el saldo primario y la deuda pública. No
obstante, este resultado no es irrebatible en la medida en que existan
compensaciones entre déficit y superávit en el tiempo, lo que conlleva a la
existencia de una tendencia en el tiempo.
Finalmente, se encontró que la política fiscal durante el
periodo señalado fue débilmente sostenible, corroborando en parte los
resultados de la función de reacción fiscal, por lo cual sería necesario una
reestructura en cuanto al manejo de flujos y stocks en las finanzas públicas
con el propósito de enfocar las finanzas públicas hacia un enfoque de
sostenibilidad.
Sobre la base de los resultados obtenidos, es menester la
aplicación de una política fiscal activa de fortalecimiento de las cuentas
públicas en cuanto a un manejo más eficiente de ingresos y gastos, que permita
la acumulación de superávits que conlleven a la reducción de pasivos como el
stock de endeudamiento público en el mediano plazo.
Fundamentándose en la experiencia internacional, es
recomendable desarrollar un marco normativo que complemente las finanzas
públicas con las metas macrofiscales de mediano y largo plazo y con la
inclusión de reglas fiscales que corrijan la tendencia procíclica de la
política fiscal, y que se elimine el sesgo hacia el déficit propio de las
economías en vías de desarrollo. Adicional a ello, es imperante incluir en el
análisis las características de los países exportadores de petróleo, donde
dicho elemento genera gran volatilidad en las cuentas fiscales y, dar
importancia a la riqueza financiera neta que permita dar un peso significativo
a los objetivos de sostenibilidad y estabilización fiscal.
Bibliografía
Afcha, Gonzalo, Devarajan,
Shantayanan, De Franco, Mario y Larrazábal, Erick (1992). Vulnerabilidad
externa, política fiscal y ajuste macroeconómico: el caso boliviano. Análisis
Económico, 3, 103-123.
Afonso, Antonio (2005). Fiscal sustainability:
the unpleasant European case. Finanz Archiv: Public Finance Analysis, 61(1),
19-44.
Afonso, Antonio y Jalles,
João Tovar (2011). Appraising Fiscal Reaction Functions.
ISEG-UTL Economics Working Paper No. 23/2011/DE/UECE. Available at SSRN: https://ssrn.com/abstract=1955177
Agnello, Luca, Castro, Vítor, y Sousa, Ricardo (2015). Is fiscal fatigue a threat to
consolidation programmers? Environment and Planning C: Government and Policy, 33(4),
765-779.
Akaike, Hirotsugu (1971). Determination of the
number of factors by an extended maximum likelihood principal. The
Institute of Statistical Mathematics Research Memorandum, 44, 1-11.
Alesina, Alberto, Campante, Filipe, y Tabellini, Guido (2008). Why is fiscal policy often procyclical? Journal
of the European Economic Association, 6(5), 1006-1036.
Alesina, Alberto y
Tabellini, Guido (1990). A positive theory of fiscal deficits and government debt. The Review of Economic
Studies, 57(3), 403-414.
Albentosa, María, y Martí,
Antonio (2017). Análisis de la sostenibilidad
de la deuda pública en España. Revista de Ciencias Sociales, 22(2)
Álvarez, Silvia (2009). Análisis de la sostenibilidad de la política fiscal
y el efecto del gasto público sobre la economía. 1994-2006. Cuestiones Económicas, 22(3), 57-89.
Astorga, Alfredo (2003). La sostenibilidad de la deuda pública: el caso del
Ecuador. En: Reglas macrofiscales, sostenibilidad y procedimientos
presupuestarios: documentos presentados en el XV Seminario Regional de Política
Fiscal-LC/L. 1948-P-2003-p. 179-215.
Auerbach, A. J., y Gorodnichenko, Y. (2012). Fiscal multipliers in recession and expansion. In Fiscal
Policy after the Financial crisis (pp. 63-98). University of Chicago
press.
Baldacci, Emanuele, McHugh, James y Petrova, Iva, (2011), “Measuring Fiscal Vulnerability and Fiscal Stress: A Proposed Set of
Indicators,” IMF Working Paper 11/94 (Washington: International Monetary
Fund).
Banco Central del Ecuador (2019). BCE. Operaciones
del Sector Público no Financiero-SPNF (antigua metodología y series históricas).
Recuperado de:
https://www.bce.fin.ec/index.php/informacioneconomica/sector-fiscal
Barro, Robert (1986). US deficits since World
War I. The Scandinavian Journal of Economics, 195-222.
Barro, Robert (1979). On the determination of
the public debt. Journal of political Economy, 87(5, Part 1),
940-971.
Barro, Robert (1974). Are government bonds net
wealth?. Journal of political economy, 82(6), 1095-1117.
Berger, Allen y Udell, Gregory (1998). The economics of small business finance: The roles of private equity
and debt markets in the financial growth cycle. Journal of banking & finance, 22(6-8), 613-673.
Blanco, C. y Iraheta, M (2011). Estimación del
Parámetro de Suavizamiento del Filtro Hodrick-Prescott para el IMAE Regional.
Documento de trabajo, Consejo Monetario Centroamericano
Bloomberg (2019). Fiscal risk.
Recuperado de: https://www.bloomberg.com/
Bohn, Henning (1998). The behavior of US public
debt and deficits. The Quarterly Journal of economics, 113 (3),
949-963.
Bradbury, Katharine (1982). Fiscal distress in large
US cities. New England Economic Review, 1, 33-44.
Bravo, Ana & Silvestre, António (2002). Intertemporal sustainability of fiscal policies: some tests for
European countries. European Journal of Political Economy, 18 (3),
517-528.
Burger, Phillipe, Stuart, Ian, Jooste, Charl, & Cuevas, Alfredo (2012). Fiscal sustainability and the fiscal reaction function for South
Africa: Assessment of the past and future policy applications. South African Journal of Economics, 80 (2), 209-227
Camarero, Mariam, Esteve,
Vicente, & Escalona, Cecilio
(1998). Cambio de régimen y sostenibilidad a largo plazo de la política
fiscal: El caso de España. Instituto Valenciano de Investigaciones
Económicas.
Campbell, John y Shiller, Robert (1987). Cointegration and tests of present value models. Journal of political economy, 9 5(5), 1062-1088.
Carvajal, Sebastián (2015). ¿Es la
dolarización compatible con el crecimiento y bienestar de largo plazo? Un
análisis postkeynesiano, Revista Fiscalidad 10, (90, 114).
Catalán, Horacio (2013). Función de reacción fiscal
en México: un análisis de cambio estructural. Investigación
económica, 72(286), 139-164.
Chagny, O. y Lemoine, M. (2004). An estimation of the euro area
potential output with a semi-structural multivariate Hodrick-Prescott filter. Centre Etudes & Prospective
Cheung, Yin y Lai, Kon (1995). Lag order and critical values of the
augmented Dickey–Fuller test. Journal of Business &
Economic Statistics, 13(3),
277-280.
Ciro, Juan
(2015). Evaluación empírica de una
función de reacción fiscal para Colombia, 2000-2012. Lecturas de Economía, (82), 57-92.
Claeys, Peter (2006). Policy mix and debt sustainability: evidence from fiscal policy
rules. Empirica, 33(2-3), 89-112.
Croce, Enzo y Juan-Ramón, Hugo (2003). Sostenibilidad fiscal: un
análisis comparativo. Doc de trabajo del FMI.
Colander, David, Holt, Richard y Rosser Jr, Barkley (2004). The changing face of mainstream economics. Review of Political Economy, 16(4), 485-499.
Cottarelli, Carlo (2011). The risk octagon: a comprehensive framework for assessing
sovereign risks. presentation at the Sapienza University in Rome on
January, 25, 2011.
Cuddington, John (1997). Analyzing the
Sustainability of Fiscal Deficits in Developing Countries. World Bank
Policy Research Working Paper No. 1784. Available at SSRN: https://ssrn.com/abstract=597231
Cueto, Rocío (2015). Causalidad
entre ingresos y gastos: evidencia empírica para España (Magister's thesis,
Universidad de Oviedo).
Da Costa, Mercedes y Juan-Ramón, Hugo
(2011). Programación financiera:
Fundamentos teóricos y aplicación práctica al caso de Costa Rica.
Inter-American Development Bank.
De Castro, Francisco (2004). Una evaluación macroeconométrica de la
política fiscal en España (Doctoral dissertation, Universidad
Complutense de Madrid).
De Clerck, Sage y Wickens, Tobias (2017). Government Finance Statistics Manual 2014: Manual. International
Monetary Fund.
De Mello, Luiz (2008). Estimating a fiscal reaction function: the case of debt sustainability in
Brazil. Applied Economics, 40(3), pp. 271-284. Taylor y
Francis Journals.
Dequech, David (2007). Neoclassical, mainstream,
orthodox, and heterodox economics. Journal
of Post Keynesian Economics, 30(2),
279-302.
Echevarria, Víctor (2018). Fiscal fatigue and debt
sustainability: Empirical evidence from the Eurozone 1980–2013. Cuadernos
de Economía, 41(115), 69-78.
Égert, Balázs (2012) Fiscal Policy Reaction to
the Cycle in the OECD: Pro- or Counter-Cyclical? CESifo Working Paper Series
No. 3777. Available at SSRN: https://ssrn.com/abstract=2034834
Esteve, Vicente, Fernandez,
Ismael y Tamarit, Cecilio (1993). La restricción presupuestaria intertemporal
del gobierno y el déficit público en España. Investigaciones
económicas, 17(1), 119-142.
Frankel, Jeffrey, Vegh,
Carlos y Vuletin, Guillermo (2013). On graduation from fiscal procyclicality. Journal of Development
Economics, 100(1), 32-47.
Fernández, Eduardo (2008). Ciclos de
origen político: la visión heterodoxa de Kalecki en contraste con la visión
ortodoxa. Apuntes del CENES, 27(46), 11-40.
Fontaine, Guillaume (2002). Sobre bonanzas
y dependencia Petróleo y enfermedad holandesa en el Ecuador. Íconos.
Revista de Ciencias Sociales, (13), 102-110.
Ganiko, Gustavo, Melgarejo,
Karl y Montoro, Carlos (2016). How much is too much? The fiscal space in emerging market
economies (No.
2016-014).
Gechert, Sebastián y Will, Henner (2012). Fiscal multipliers: A meta regression analysis (No. 97). IMK
working paper.
Gelman, Andrew y Stern, Hal (2006). The difference between
“significant” and “not significant” is not itself statistically
significant. The American Statistician, 60(4), 328-331.
Ghosh, Atish, Kim, Jun,
Mendoza, Enrique, Ostry, Jonatan y Qureshi, Mahvash (2013). Fiscal fatigue, fiscal space and debt
sustainability in advanced economies. The Economic Journal, 123(566).
Gregory, Allan y Hansen, Bruce (1996). Residual-based tests for cointegration in models with regime
shifts. Journal of econometrics, 70(1), 99-126.
Greiner, Alfred y Kauermann, Goran (2007). Sustainability of US public debt: Estimating smoothing spline
regressions. Economic Modelling, 24(2), 350-364.
Hamilton, James y Flavin, Marjorie (1986) On the Limitations of
Governemnt Borrowing: A Framework for Empirical Testing, American
Economic Review, Vol. 76, No. 4.
Hannan, Edward y Quinn, Barry (1979). The determination of the order of an autoregression. Journal of
the Royal Statistical Society: Series B (Methodological), 41(2), 190-195.
Huerga, Eduardo (2008). Ciclos de
origen político: la visión heterodoxa de Kalecki en contraste con la visión
ortodoxa. Apuntes del CENES, 27(46), 11-40.
Ilzetzki, Ethan y Végh,
Carlos (2008). Procyclical fiscal policy in developing countries: Truth or
fiction? (No. w14191). National Bureau of Economic Research
Kalecki, Michal (1943). Political Aspects Of Full
Employment 1. The Political Quarterly, 14(4), 322-330.
Kaufman, Robert y Stallings, Barbara (1991). The political economy of Latin American populism. In The
macroeconomics of populism in Latin America (pp. 15-43). University of
Chicago Press.
Khalid, Mahmood, Malik, Wasim , & Sattar, Abdul (2007). The fiscal reaction function and the transmission mechanism for
Pakistan. The Pakistan Development Review, 435-447.
Legrenzi, Gabriella y Milas,
Costas (2012). Nonlinearities
and the sustainability of the government's intertemporal budget constraint. Economic Inquiry, 50(4),
988-999.
Londoño, Sebastián (2016). La
política monetaria en el Ecuador desde la perspectiva postkeynesiana período
2005-2015 (Bachelor's thesis, PUCE).
Lozano, Ignacio, y Cabrera,
Enrique (2010). Una nota sobre la
sostenibilidad fiscal y el nexo entre los ingresos y gastos del Gobierno
Colombiano. Centro de Estudios Monetarios Latinoamericanos.
Lozano, Ignacio y Cabrera,
Enrique (2009). Una nota sobre la sostenibilidad fiscal y el nexo entre los ingresos y
gastos del Gobierno Colombiano. Borradores de Economía; No. 579.
Mann, Arthur y Pastor,
Manuel (1989). Orthodox and
heterodox stabilization policies in Bolivia and Peru: 1985-1988. Journal
of Interamerican Studies and World Affairs, 31(4), 163-192.
Martner, Ricardo y Tromben,
Varinia (2004). La sostenibilidad
de la deuda pública. Revista de la CEPAL.
Marshall, Jorge y Schmidt-Hebbel, Klaus (1989). Un marco analítico-contable para la evaluación de la política
fiscal en América Latina. Comisión Económica para América
Latina (CEPAL).
McCallum, Bennett (1984). Are bond-financed
deficits inflationary? A Ricardian analysis. Journal of political
economy, 92(1), 123-135.
Midaglia, Carmen y Antía,
Florencia (2007). La izquierda en el gobierno: Cambio o continuidad en las políticas de
bienestar social? Revista Uruguaya de Ciencia Política, 16(1), 131-157.
Michel, Philippe (1990). Some clarifications on
the transversally condition. Econometric:
Journal of the Econometric Society, 705-723.
Mueller, Dennis (2004). Public choice: an
introduction. In The encyclopedia of public choice (pp.
32-48). Springer, Boston, MA.
Novales, Alfonso (2011). Modelos
vectoriales autoregresivos (VAR). Universidad Complutense,
1-26.
Nguyen, Truong (2013). Estimating India’s
fiscal reaction function (No. 2013-05). The Australian National
University, Australia South Asia Research Centre.
Nuti, Domenico (2011). El ciclo
político de Kalecki desde una óptica actual. Una introducción. Revista
de Economía Crítica, 12, 207-213.
Petrie, Murray y Hemming,
Richard (2000). A Framework for Assessing Fiscal
Vulnerability (No.
0-52). International Monetary Fund.
Quintos, Carmela (1995). Sustainability of the Deficit Process with Structural
Shifts. Journal of Business &
Economic Statistics,13(4), 409-417. doi:10.2307/1392386
Quituisaca, Claudio y Yanza
Lucero, Angel (2016). Evaluación
de la sostenibilidad de la deuda pública en el Ecuador, periodo 2000-2014 (Bachelor's
thesis)
Rial, Isabel y Vicente,
Leonardo (2008). Política Fiscal y Vulnerabilidad Fiscal en Uruguay,
1976-2006. In XXIII Annual Meeting of the
Central Bank of Uruguay.
Robledo, Jacbobo (2011). Sostenibilidad
fiscal: una aproximación con datos de panel para 8 países Latinoamericanos.
MPRA Paper No. 33091, 33091.
Rodríguez, M. y Zuleta, J. (2008). Métodos
alternativos para la estimación del PBI potencial 1950-2007. Centro de
Investigación de la Universidad del Pacífico Documento de Discusión DD/07/20.
Romer, David (2011). What have we learned
about fiscal policy from the crisis? In the wake of the crisis: Leading economists reassess economic policy,
57-66.
Schuldt, Jürgen (2005). ¿Somos pobres
porque somos ricos. In Recursos naturales, tecnología y globalización,
Lima, Fondo Editorial del Congreso del Perú.
Schwarz, Gideon (1978). Estimating the dimension
of a model. The annals of statistics, 6(2), 461-464.
Stiglitz, Joseph (2016). La vida
después de la deuda: orígenes y resoluciones de las crisis de deuda.
Eudeba.
Stiglitz, Joseph (2003). La economía del sector público (Vol.
24). Antoni Bosch Editor.
Talvi, Ernesto y Végh,
Carlos (2000). La sostenibilidad de la política fiscal: un marco básico. Cómo armar el rompecabezas fiscal, 1-25.
The Organization for Economic Co-operation and Development, OECD (2011). Fiscal consolidation: targets, plans and measures. OECD Journal on
Budgeting, Vol. 11/2. http://dx.doi.org/10.1787/budget-11-5kg869h4w5f6
Trapé, Alejandro
(2004). ¿De qué hablamos cuando hablamos
de solvencia fiscal?, publicado en los Anales de la Reunión del Año 2004 de
la Asociación Argentina de Economía Política (A.A.E.P). p. 1 a 4.
http://www.aaep.org.ar/anales/buscador.php?anales=2004-buenosaires
Trehan, Bharat y Walsh, Carl (1991). Testing intertemporal budget
constraints: Theory and applications to US federal budget and current account
deficits. Journal of Money, Credit and banking, 23(2),
206-223.
Tronzano, Marco (2013). The sustainability of
Indian fiscal policy: a reassessment of the empirical evidence. Emerging Markets Finance and Trade, 49(sup1),
63-76.
Zandi, Mark, Cheng, Xu, & Packard, Tu (2011). Fiscal space. Ratio, 60(80),
100.
Anexos:
Anexo 1: Glosario de términos: algunos
conceptos
Este
anexo cuenta con algunas definiciones conceptuales relacionadas a variables
utilizadas en la investigación.
En
primer lugar, el resultado primario puede presentarse de las siguientes
maneras: resultado primario global, resultado primario cíclicamente ajustado y
resultado estructural primario (De Clerck y Wickens: 2017). En el Manual de
Estadísticas Fiscales del FMI (2014) se definen:
Tabla
No 7:
Definiciones conceptuales
|
Indicador
Fiscal |
Término
relacionado en las metodologías estadísticas |
|
Resultado primario global |
Resultado fiscal global con exclusión del
gasto en intereses o el gasto neto en intereses. Para el análisis de sostenibilidad de la
deuda bruta, emplear el resultado fiscal global con exclusión del gasto en intereses.
Para el análisis de sostenibilidad de la deuda neta, emplear el resultado
fiscal global con exclusión del gasto neto en intereses. |
|
Resultado primario
cíclicamente ajustado |
Resultado de tendencia a lo largo de un
ciclo económico, que es el resultado fiscal primario, desprovisto del impacto
de los movimientos cíclicos en ingreso y gasto (en el caso del gobierno,
usualmente solo se eliminan las prestaciones por desempleo pagaderas). |
|
Resultado estructural
primario |
Resultado fiscal primario subyacente o
permanente, que es el resultado fiscal primario, tras eliminar el impacto de
movimientos cíclicos en ingreso y gasto, y los efectos de eventos inusuales o
de una sola vez. |
Elaboración propia
Fuente: De
Clerck y Wickens (2017) en el Manual de Estadísticas Fiscales del FMI (2014)
Anexo 2: Estimación de la función de
reacción
Función de reacción
|
Sp |
Coef. |
Std. Err. |
t |
|
Ldebt |
.0012339 |
0.0153476 |
0.08 |
|
Cygas |
-1.066868 |
0.1323103 |
-8.06 |
|
Cyeco |
0.0282288 |
0.0067051 |
4.21 |
|
Libor |
0.2728219 |
0.0808698 |
3.37 |
|
Lncrudo |
0.0046716 |
0.0053646 |
0.87 |
|
Lnriesgopais |
-0.0042263 |
0.003185 |
-1.33 |
|
Elecc |
-0.0012987 |
0.0029219 |
-0.44 |
|
Cypoli |
-0.0121286 |
0.0044118 |
-2.75 |
|
Cons |
0.0132735 |
0.0369869 |
0.36 |
|
Prob>F = 0.0000 |
|||
|
R-squared= 0.6774 |
|||
|
Adj R-squared= 0.6357 |
Fuente: Elaboración propia. Cálculo
realizado con el software Stata 15.
Función de reacción con polinomio cuadrático
|
sp |
Coef. |
Std. Err. |
t |
|
ldebt |
-0.594552 |
0.493564 |
-1.20 |
|
ldebt^2 |
0.0555542 |
0.429653 |
1.29 |
|
cygas |
-1.099772 |
0.1340371 |
-8.20 |
|
cyeco |
0.0299324 |
0.0067979 |
4.40 |
|
libor |
0.2563726 |
0.081435 |
3.15 |
|
lncrudo |
0.0023855 |
0.0056211 |
0.42 |
|
lnriesgopais |
-0.0023964 |
0.0034696 |
-0.69 |
|
elecc |
-0.0014318 |
0.002908 |
-0.49 |
|
cypoli |
-0.0152537 |
0.0050097 |
-3.04 |
|
cons |
0.025049 |
0.0378986 |
0.66 |
|
Prob>F = 0.0000 |
|||
|
R-squared= 0.6860 |
|||
|
Adj R-squared= 0.6397 |
Fuente: Elaboración propia. Cálculo
realizado con el software Stata 15.
Función de reacción con polinomio cúbico
|
sp |
Coef. |
Std.
Err. |
t |
|
ldebt |
-0.399834 |
0.1247273 |
-3.21 |
|
ldebt^2 |
0.9604231 |
0.3103006 |
3.10 |
|
ldebt^3 |
-0.6618259 |
0.2250141 |
-2.94 |
|
cygas |
-1.113617 |
0.126435 |
-8.81 |
|
cyeco |
0.0273028 |
0.00647 |
4.22 |
|
libor |
0.3382769 |
0.0816578 |
4.14 |
|
lncrudo |
0.008359 |
0.0056745 |
1.47 |
|
lnriesgopais |
-0.0006243 |
0.0033256 |
-0.19 |
|
elecc |
-0.0032727 |
0.0028117 |
-1.16 |
|
cypoli |
-0.0127698 |
0.0047972 |
2.66 |
|
cons |
0.0213151 |
0.035747 |
0.60 |
|
Prob>F = 0.0000 |
|||
|
R-squared= 0.7256 |
|||
|
Adj R-squared= 0.6798 |
Fuente: Elaboración propia. Cálculo
realizado con el software Stata 15.
Anexo
3:
Tabla 8: Criterios de
información obtenidos para el modelo de
Vectores
Autoregresivos
|
Retardos |
AIC |
SC |
HQ |
|
0 |
-11.95409 |
-11.41437 |
-11.74147 |
|
1 |
-12.84440 |
-12.16975 |
-12.57862 |
|
2 |
-13.49111 |
-12.68153 |
-13.17217 |
|
3 |
-14.10105 |
-13.15654 |
-13.72896 |
|
4 |
-14.24536* |
-13.16592* |
-13.82012* |
*Indica el
orden los retardos seleccionados por el criterio
AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion
HQ:
Hannan- Quinn information criterion
Fuente: Elaboración propia. Cálculo realizado
con el software Stata 15.
Anexo
4: Modelo
VAR
Tabla 9:
Modelo
de Vectores Autoregresivos, Ingresos y Gastos
|
Variable dependiente |
||
|
Variable independiente |
D (I) |
D (G) |
|
D (I(-1)) |
-0,243460 |
0,353078 |
|
(0,14951) |
(0,11602) |
|
|
[-1,62840] |
[3.04334] |
|
|
D (I(-2)) |
-0,204574 |
0,495467 |
|
(0,17364) |
(0,13474) |
|
|
[-1.17817] |
[3.67720] |
|
|
D (I(-3)) |
-0,214194 |
0,317725 |
|
(0,19959) |
(0,15488) |
|
|
[-1.07316] |
[2.05143] |
|
|
D (I(-4)) |
-0,272803 |
0,083542 |
|
(0,18033) |
(0,13993) |
|
|
[-1.51283] |
[0.59702] |
|
|
D (G(-1)) |
-0,229144 |
-0,850475 |
|
(0,15346) |
(0,11908) |
|
|
[-1,49321] |
[-7,14202] |
|
|
D (G(-2)) |
0,056368 |
-0,681344 |
|
(0,16952) |
(0,13155) |
|
|
[0,33251] |
[-5,17945] |
|
|
D (G(-3)) |
0,065075 |
-0,464895 |
|
(0,16676) |
(0,12940) |
|
|
[0,39024] |
[-3,59265] |
|
|
D (G(-4)) |
-0,021989 |
0,107285 |
|
(0,15309) |
(0,11880) |
|
|
[-0,14363] |
[0.90308] |
|
|
C |
0,008995 |
-0,008296 |
|
(0,01957) |
(0,01518) |
|
|
[0,45968] |
[-0,54634] |
|
|
crudo |
0,003112 |
0,00319 |
|
(0,00289) |
(0,00224) |
|
|
[1,07732] |
[1,423001] |
|
|
brecha de producto |
0,003915 |
-0,054482 |
|
(0,01619) |
(0,01257) |
|
|
[0,24178] |
[-4,33584] |
|
|
gasto gubernamental temporal |
0,077064 |
0,81257 |
|
(0,20720) |
(0,16078) |
|
|
[0,37193] |
[5,05383] |
|
|
ciclo político |
0,001113 |
0,00267 |
|
(0,00344) |
(0,00267) |
|
|
[0,32325] |
[0,99966] |
|
|
elecciones |
-0,000622 |
0,001826 |
|
(0,00271) |
(0,00210) |
|
|
[-0,22988] |
[0.86928] |
|
|
libor |
0,074544 |
0,061153 |
|
(0,07276) |
(0,05646) |
|
|
[1,02445] |
[1,08303] |
|
|
riesgo país |
-0,003324 |
-0,000816 |
|
(0,00223) |
(0,00173) |
|
|
[-1,48867] |
[-0,47066] |
|
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Estadísticos y pruebas de hipótesis |
||
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R- cuadrado |
0,448531 |
0,933011 |
|
R- cuadrado ajustado |
0,283091 |
0,912915 |
|
Estadístico F |
2,711132 |
46,42631 |
Fuente: Elaboración propia. Cálculo
realizado con el software Eviews 8
[1] Economista por la Pontificia Universidad Católica del
Ecuador, Máster en Investigación en Economía del Desarrollo por la Facultad
Latinoamericana de Ciencias Sociales, FLACSO, sede Ecuador. slondono2193@gmail.com
Artículo sustentado en la investigación: Londoño Espinosa, S. (2019). Función de reacción fiscal para Ecuador, 2000-2017(Master's thesis, Quito, Ecuador: Flacso Ecuador).
[3] Dado que la acumulación de stock de
deuda y el elevado déficit fiscal son factores importantes de vulnerabilidad en
la economía, los países suelen actuar bajo un marco de consolidación fiscal,
que se define como un conjunto de medidas de política fiscal (activas o
pasivas), destinadas a reducir el déficit fiscal y el aumento de endeudamiento
público (OECD, 2011).
[4] Según el Manual de Estadísticas
Fiscales del Fondo Monetario Internacional (2001), el resultado primario es la
diferencia entre ingresos (excluidos intereses sobre activos financieros) y
gastos públicos (excluidos intereses sobre deuda y la adquisición de activos no
financieros).
[5] Los objetivos de la política fiscal pueden ser de corto y de largo plazo
(Romer, 2011); en el corto plazo, buscan contrarrestar los ciclos de la
producción y/o estabilizar la volatilidad de las variables macroeconómicas; en
el largo plazo, la aplicación de tasas e impuestos por el lado de los ingresos,
y de subsidios y transferencias por el lado del gasto público, inciden tanto
sobre la oferta (producción, dotación de factores productivos), como la demanda
(consumo e inversión) a través del multiplicador fiscal (Auerbach y
Gorodnichenko, 2012; Catalán, 2013; Gechert y Will, 2012).
[6] La política fiscal fuertemente
sostenida denota que un incremento en los gastos implica un aumento en la misma
magnitud de los ingresos en el largo plazo. Por el contrario, una política
fiscal débilmente sostenida se asocia a incrementos en el gasto, pero, los
ingresos incrementan en menor magnitud en el largo plazo, es decir, los gastos
se encuentran por encima de los ingresos y, en el futuro se pone en peligro el
cumplimiento de las obligaciones adquiridas aumentando la probabilidad de
ajustes fiscales en el mediano o largo plazo (Álvarez, 2009; Quintos, 1995;
Robledo, 2011).
[7] Cabe destacar que existe la
posibilidad de la creación de dinero secundario a través del proceso de
endogenización monetaria (Carvajal, 2015; Londoño, 2016).
[8] Véase Anexo 1 para una definición más amplia.
[9] Considerando a la línea como el
resultado global.
[10] Se asume que el gobierno emite deuda en el largo plazo
(j años) y, paga un interés que es constante en el tiempo (
[11] En el caso en que el límite sea menor que cero estaríamos ante una
situación de mucha solvencia (Albentosa y Martí 2017).
[12] Bradbury (1982) define stress
presupuestario como la situación en la cual un gobierno no puede equilibrar su
presupuesto anual, y que ocurre normalmente cuando los residentes enfrentan una
mayor carga tributaria que no es óptima, tendiendo a reducir los niveles de
recaudación y generando presiones sobre la caja de las cuentas públicas.
[13] Fortaine (2002) menciona la “enfermedad holandesa” suscitada en un país fuertemente dependiente de las exportaciones de materias primarias, cuando un alza súbita de los precios de aquellas materias puede tener efectos perversos sobre el conjunto de la economía.
[14] Égert (2012) utiliza como antecedentes
del jefe de Gobierno el precedente universitario y profesional del presidente
en curso, y su tendencia de política económica.
[15] Ciro (2015: 64) lo define como la
desviación del gasto público en relación con su media.
[16] El PIB potencial es calculado a través de la metodología Hodrick-Prescott con una lambda de 1.600.
[17] El objetivo central de este desarrollo
empírico es el análisis de la función de reacción fiscal y de sostenibilidad de
finanzas públicas. Pese a ello, sería importante un desarrollo que vaya de la
mano con la perspectiva de equilibrios múltiples de deuda que conlleven a
complementariedad de los análisis. Esto se daría en relación con la existencia
de una función cúbica misma, que permita, según Stiglitz (2016), encontrar la
existencia de fatiga fiscal, donde el saldo primario ya no responde
positivamente e incluso puede caer ante aumentos de la deuda, por lo que el
enfoque de equilibrios permitiría encontrar el punto sobre el cual la deuda
genera presiones sobre la tasa de interés (endogenizando la variable) y efectos
negativos sobre el crecimiento y, por lo tanto la deuda tendría un
comportamiento explosivo.
[18] Si una serie Xt es estacionaria, se dice que tienen un orden
de integración 0 [I (0)]. Las series que se convierten en estacionarias después
de diferenciarlas una vez (
[19]
La aplicación del filtro
Hodrick-Prescott presenta varias debilidades para la estimación de los niveles
potenciales, como: i) el filtro no admite brechas de producto negativas por
varios períodos (Chagny y Lemoine, 2004), ii) puede existir discrecionalidad al
momento de la elección del suavizamiento, iii) el uso de este filtro asume que
las contracciones y las expansiones tienen en promedio la misma duración, lo
que no necesariamente se cumple debido a periodos decrecimiento o estancamiento
prolongados (Rodríguez y Zuleta, 2008). No obstante, el filtro posee varias
ventajas, entre las cuales se pueden destacar: el principio de parsimonia, así
como el requerimiento de poca información para su estimación.
[20] La investigación mantiene como hipótesis que las relaciones
de largo plazo entre los componentes estacionales de las variables de finanzas
públicas (especialmente resultado primario y endeudamiento público) entregan
información valiosa para la evaluación empírica, de tal modo que pese a que las
variables per se tendrán efectos estacionales, pueden dar información
importante adicional a las estimaciones tradicionales con series de tiempo.
[21] Véase la prueba al nivel en el Anexo 3.
[22] Akaike
(1971) se basa en la función de verosimilitud y la fórmula de cálculo de los
rezagos óptimos es:
[23] Schawarz
(1978) utiliza un criterio bayesiano, referido como: -2ln L+ k ln(n).
[24] Hannan y Quinn (1979) se basan en una ley del logaritmo iterado para las autocorrelaciones parciales, expresado como: -2lnL+ 2k ln (ln(n)).