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La demanda de dinero en España: motivo transacción y motivo riqueza103
En este trabajo se propone un enfoque desagregado para el estudio de la demanda de dinero para la economía española. El objetivo es ofrecer una posible explicación a posteriori de la evolución a medio y largo plazo de la velocidad de circulación del agregado monetario bajo control (Activos Líquidos en manos del Público, ALP, en la historia reciente), más que dotar de una herramienta de instrumentación para la política monetaria a corto plazo. Sin embargo, intentaremos utilizar, bajo ciertos supuestos, nuestros resultados empíricos para hallar alguna relación entre el ritmo de creación de dinero y tasa de variación de precios para la economía española.
Desde que el Banco de España, en 1973, comenzó a utilizar la política monetaria, con el fin de lograr los objetivos finales marcados por una política económica más global, la variable utilizada como instrumento de control de la liquidez ha sido objeto de controversias a consecuencia de la aparición de nuevos instrumentos financieros, especialmente a corto plazo, que podían considerarse como buenos sustitutos del dinero. En diversos períodos de nuestra historia reciente, entre ellos el propio año 1973, hubo una serie de discusiones acerca de la utilización de agregados amplios como M3 (efectivo más depósitos de todo tipo) frente a M2 o M1, más reducidos. Los argumentos que en aquellos momentos se barajaron, estabilidad y predictibilidad de la función de la demanda de dinero, desequilibraron la balanza a favor de M3. Esto se justificaba en parte por la gran similaridad y —134→ sustituibilidad existente entre los componentes de uno y otro agregado. Ello era, a su vez, consecuencia de la poca competitividad existente en la captación de pasivos vía tipos de interés, pues éstos en principio estaban completamente regulados por el gobierno. Por ello, los depósitos de ahorro y a plazo no eran, en realidad, sino depósitos a la vista encubiertos.
La progresiva liberalización del sistema financiero y en particular de los tipos de interés, así como el proceso de innovación financiera que ha tenido lugar desde comienzos de la década de los 80 provocaron el abandono de M3 como variable representativa de la liquidez, para dejar paso en 1984 a los ALP. Este agregado intentaba recoger una serie de activos financieros emitidos en los mercados monetarios que por su liquidez y su plazo de vencimiento se podían considerar sustitutivos de los componentes de M3. En términos más técnicos, la función de demanda de dinero estimada con ALP como variable dependiente, era más estable que la que incluyese solamente M3 y, por tanto, tendría una mayor capacidad predictiva, lo que la convertía en la mejor candidata para objetivo intermedio.
Ha habido una serie de estimaciones de funciones de demanda de dinero en España. Entre ellas, hay que destacar la aportación de Rojo y Pérez (1977) y Dolado (1982), que modelizan M3, el trabajo realizado por Mauleón (1989) y el de Dolado (1988) que se refieren al caso de ALP. En todas ellas se utilizan datos trimestrales. En este trabajo, por limitaciones en la construcción de algunas variables, se utilizan datos de periodicidad anual, tratando de explicar la evolución a medio y largo plazo del agregado monetario.
La principal novedad de nuestro enfoque, sin embargo, radica en la separación entre demanda de dinero por motivo transacciones y la demanda de dinero como forma de atesoramiento de riqueza o «motivo ahorro». La distinción puede ser importante porque es posible que los factores que expliquen el mantenimiento de saldos por uno u otro motivo sean diferentes. Lo que es más importante, puede haber ciertas variables que sean significativas en ambas ecuaciones, pero con coeficiente e incluso con signo diferente. En particular, el papel positivo que debe jugar la inflación esperada en la aceleración de transacciones tanto de bienes de inversión como de consumo duradero y, por tanto, en la demanda de dinero por este motivo, debería ser diferente al que juegue en la demanda de activos monetarios como forma de atesoramiento de riqueza, dado que la inflación supone un coste de oportunidad para estos activos frente a los reales. Esto puede ser relevante dada la gran importancia en nuestra economía de los activos reales, especialmente los inmuebles residenciales. Además, la dependencia de uno u otro agregado de la evolución de los tipos de interés —135→ debería ser diferente. Por todo ello, al hablar de la relación entre variables en la cantidad de dinero y precios, no va a ser irrelevante la composición del agregado monetario. Así, un crecimiento de la cantidad de dinero que se dedica a transacciones podría trasladarse a precios de forma diferente que un crecimiento de aquellos activos líquidos que se atesoran como forma de ahorro.
En cuanto a la metodología econométrica, hemos utilizado el análisis de cointegración, estimando unas funciones de demanda de dinero dinámicas en forma de modelos de mecanismo de corrección de error a partir de una senda de «equilibrio» o de largo plazo.
El artículo se organiza de la forma siguiente. En la sección 2 se presenta un resumen del modelo teórico que ha inspirado la especificación de las ecuaciones. En la sección 3 se presentan los resultados empíricos, incluyendo una posible explicación de la evolución de los agregados monetarios objeto de estudio. En unos Apéndices al final se resumen el análisis econométrico utilizado. En el primero se presentan las relaciones de largo plazo. En el segundo, la especificación dinámica de las ecuaciones, los resultados de la estimación y algunos contrastes econométricos.
Una versión más detallada de este trabajo aparece en Manzanedo y Sebastián (1990), que incluye un análisis exhaustivo de la metodología utilizada y un repaso a los antecedentes históricos de los estudios de la demanda de dinero en España.
La crítica a los modelos macroeconómicos convencionales a finales de los años 70 supuso una vuelta a los fundamentos microeconómicos del análisis agregado. Esto fue particularmente difícil en los modelos del «equilibrio del mercado de dinero» por varios motivos. Por un lado, las estimaciones de demanda de dinero estaban orientadas hacia problemas de control monetario, por lo que la capacidad predictiva primaba sobre la solidad teórica o la especificación estructural. Por otro lado, cuando los modelos macro volvieron la vista hacia los «fundamentos microeconómicos» se encontraron con las manos vacías en el caso del mercado monetario. En el modelo Arrow-Debreu no había sitio para el dinero en el sentido de que se carecía de un concepto tal como «demanda de dinero a largo plazo». Los modelos de Baumol y Tobin la explicaban a partir de unos costes de transacción «ad hoc» y no cuestionaban la superioridad o necesidad del equilibrio monetario. Surgen así modelos con economías secuenciales que —136→ intentan explicar de alguna forma el dinero en un contexto de equilibrio. Un buen resumen de estos modelos se encuentra en Kareken y Wallace (1980).
Estos modelos de equilibrio intertemporal se han visto recientemente desafiados por el rápido desarrollo de los mercados financieros cuyas innovaciones han sido, presuntamente, causa de inestabilidad adicional en la demanda de dinero.
De una forma resumida, los dos tipos de modelos dinámicos que intentan explicar el equilibrio monetario se pueden agrupar en dos bloques: a) Modelos de «Cash-in-advance» (dinero para transacciones) que aproxima, con mayor refinamiento, la vieja restricción efectiva de Clower que señalaba que el nivel de consumo debe ir acompañado de los saldos monetarios necesarios para realizar las transacciones (ver Lucas [1978] o Sargent [1987]):
Pt Ct ≤ Mt, t =1,2...
(1)
donde Ct es el consumo real en t, Mt son los saldos nominales, y Pt el nivel de precios.
b) Modelos de «Almacenamiento de valor»: entre ellos, los modelos de generaciones sucesivas, información incompleta, etc. (ver Wallace [1980, 1983, 1986]). Los agentes consumen Ct, tienen una renta real Yt y una riqueza inicial. Si desean una corriente de consumo distinta a la de su renta tienen acceso a: activos monetarios (Mt), bonos (Bt) que proporcionan un rendimientos nominal it o a activos reales (At) que se valoran a unos precios (Vt) y tienen un rendimiento (dt). Los agentes se someten a restricciones presupuestarias intertemporales del tipo:
(2)
En palabras, en cada período t, la suma del consumo más el ahorro en forma de dinero, bonos o activos reales no debe exceder la suma de la renta real corriente, incluyendo los pagos de intereses por los activos netos del período.
En estos modelos el uso del dinero se explica porque existe alguna fricción que hace que el equilibrio monetario «domine», en sentido de Pareto, al walrasiano. Estos modelos son complejos: por un lado, para que el equilibrio monetario sea compatible con el hecho de que los tipos de —137→ interés de los bonos sean positivos y por tanto mayores que los del dinero, se necesitan una serie de restricciones, que, básicamente, impliquen que no todos los sujetos contemporáneos tengan igual acceso al menú de activos. Si no fuera así, los activos cuyo rendimiento real fuera menor dejarían de ser demandados. Una forma de superar esta dificultad es (ver Wallace [1983,1986]) introducir agentes heterogéneos en el modelo, unos con una renta superior a los otros. Si hay bonos que tienen «denominación mínima», los agentes relativamente pobres sólo pueden hacer uso del dinero como forma de ahorro, mientras que los ricos pueden ahorrar en bonos o en dinero. Si todos los activos tienen el mismo rendimiento esperado y no hay restricciones del tipo mencionado, la composición de cartera está indeterminada y se puede suponer, por ejemplo, que la fracción de la riqueza que se mantiene en cada activo es constante. Además de estas dificultades, técnicamente estos modelos tienen una complicación adicional, al presentar multiplicidad de soluciones de equilibrio no estacionario.
Al tratar de explicar en la realidad por qué los agentes privados mantienen dinero, es fácil que los agregados monetarios en estudio reúnan parte de las dos características mencionadas arriba, que para simplificar llamaremos «motivo transacciones» y «motivo riqueza». El problema que se plantea es que si se utiliza un agregado amplio, determinadas variables explicativas pueden jugar un papel muy distinto en el motivo transacciones y riqueza. Para empezar, debemos resaltar que Ct y Mt están en diferente lado de la desigualdad en (1) y en el mismo lado en (2). Es decir, Ct y Mt se mueven conjuntamente en el primer caso (si hay aumentos en Ct los habrá en Mt) y de forma opuesta en el segundo (si hay aumentos en Ct los habrá a costa de Mt, y viceversa).
Por otro lado, en los modelos con (1) la inflación esperada no afecta a la cantidad de dinero que se mantiene. En general podríamos esperar que, prescindiendo del efecto riqueza, el consumo real estuviera relacionado positivamente con la inflación esperada (sustitución de consumo futuro por consumo presente). Por tanto, el componente «transacciones» de la demanda de dinero no debería verse afectado o incluso debería verse afectado positivamente por un alza en la inflación esperada.
Por el contrario, en un modelo como (2), la inflación es la inversa del rendimiento real del dinero, y una subida de ésta incide en la cantidad de activos que se mantiene en forma líquida incluso aunque no haya activos alternativos. En el caso de restricciones al menú de activos, los ahorradores forzados a mantener el activo dominado sustituirán consumo futuro por consumo presente. En el caso de una composición inicial indeterminada, los —138→ activos reales se hacen más rentables que los líquidos, y cambiará la composición agregada de activos.
Asimismo, el tipo de interés de algunos depósitos a plazo, o de activos muy líquidos con rentabilidad nominal tendrá, por el contrario, un efecto negativo en la demanda por «transacciones» (aumentar el consumo futuro a costa del presente) pero positivo sobre el «motivo riqueza» (cambios en la rentabilidad relativa de los agregados monetarios frente a los reales).
Si trasladamos estas consideraciones teóricas, aprendidas de los modelos monetarios señalados, al caso de la economía española, vemos que el agregado monetario más utilizado son los Activos Líquidos en Manos del Público, que deben reunir las dos categorías mencionadas: motivo transacción y motivo ahorro.
En este trabajo no vamos a entrar directamente en la cuestión sobre si debe ser ALP el agregado monetario designado objetivo intermedio de la política monetaria. Se trata de modelizar la demanda de ALP haciendo hincapié en los motivos que pueda tener el público para mantener estos activos líquidos en un agregado tan heterogéneo. De hecho, estas estimaciones de una función de demanda de dinero se entroncan en un modelo estructural para el conjunto de la economía española, en base a series anuales para el período 1964-88 cuya finalidad no es la predicción, sino más bien el análisis de la evolución a medio y largo plazo de la economía española (el modelo MOISEES del Ministerio de Economía y Hacienda). Por otro lado, tampoco vamos a entrar en el debatido problema de la identificabilidad de la demanda de dinero, en el sentido de una necesidad de modelización conjunta con el comportamiento de la autoridad monetaria.
Al enfrentarse con el problema de modelización de la demanda de dinero en un horizonte temporal amplio, se plantean de entrada tres cuestiones polémicas. En primer lugar, la que se refiere a la desagregación o no de ALP como variable dependiente; en segundo lugar el papel de las innovaciones financieras y los cambios estructurales sufridos en nuestra economía y, por último, la imposición o no de elasticidad-precio unitaria sobre los saldos nominales.
Como hemos mencionado, el agregado ALP se compone de activos que de alguna forma recogen los dos motivos «transacción» y «riqueza» referidos anteriormente. No es posible cuantificar de forma exacta qué parte correspondería a cada caso. La descomposición en ambos motivos vamos, —139→ arbitrariamente, a realizarla asignando el papel de M2 al componente «transacciones» y el resto, que llamaremos ALM (activos líquidos exceptuando M2) al componente «riqueza». Está claro, sin embargo, que parte de M2 va a formar parte del componente «almacenamiento de valor». Por ejemplo, los depósitos de ahorro durante los años 60 y 70 constituían la forma popular de ahorro financiero más extendida. Si esta fracción se hubiera mantenido estable a lo largo del período muestral, no supondría ningún problema porque lo recogería una constante en la estimación. El problema surge cuando la fracción de M2 que es asignable a «motivo ahorro» va cambiando a lo largo del tiempo. Esta dificultad la tratamos conjuntamente con el problema de las innovaciones financieras al que nos referimos a continuación.
En España se ha vivido con un cierto retraso sobre el resto de los países industrializados, un proceso de innovaciones y desarrollo en general del sistema financiero que es, presuntamente, una de las causas de la inestabilidad de la demanda de dinero. La aparición de nuevos instrumentos financieros ha coincidido en el tiempo con el surgimiento de fuertes desequilibrios en las cuentas del sector público, lo cual ha podido distorsionar, aún más, el mercado monetario.
Cuando hablamos de fuentes de inestabilidad en la demanda de dinero es necesario precisar, manteniéndonos en el marco de los dos modelos teóricos esbozados anteriormente, a qué tipo de cambios nos estamos refiriendo. Podemos distinguir:
1) Un proceso de liberalización del mercado financiero, que se traduzca en el modelo teórico en que una mayor proporción de ahorradores tenga acceso a otros activos. Esto debe implicar una caída en la proporción de riqueza mantenida en forma líquida y un cambio en la estructura de los tipos de rendimiento de equilibrio.
2) Un proceso de innovación financiera que reduzca los costes de transacción, que se traduce en una menor cantidad de dinero mantenida por este motivo.
3) Un cambio en las expectativas de rendimiento neto de impuestos de los activos reales. Una caída sostenida en las expectativas de inflación mejora la proporción de activos mantenidos en forma líquida, y viceversa. Las ventajas fiscales a la compra de una vivienda podían, por otro lado, incidir en sentido contrario.
4) Cambios en la estructura de los tipos de rendimiento esperado de los activos financieros (ventajas fiscales, opacidad durante ciertos períodos de algunos activos para garantizar un determinado esquema de financiación de déficit público, etc.).
—140→Los efectos 3) y 4) deberían poder ser recogidos en series de expectativas de inflación y tipos de interés corregidos de incertidumbre, ventajas fiscales, etc. La opacidad de un activo no es fácilmente traducible en términos de tipo de interés, lo cual no implica que el intento no merezca la pena. Los efectos 1) y 2) no pueden ser recogidos, en general, en series de tipos de interés. Nosotros, como veremos más adelante, intentamos recogerlos en forma de variables ficticias. Sin embargo, sería idóneo disponer de otro tipo de variables que permitieran recoger estos cambios institucionales.
Por último, en cuanto a la elasticidad-precio unitaria, por consistencia con los modelos teóricos mencionados (ver las expresiones [1] y [2]) la imponemos tanto a corto como a largo plazo. Con ello modelizamos como variable dependiente los saldos reales, es decir imponemos la ausencia de «ilusión monetaria», que ceteris paribus viene a decir que hay una relación uno a uno entre el nivel de precios y la cantidad nominal de dinero que deseen mantener los agentes económicos. Sin embargo, como hemos señalado, la tasa de inflación entendida como un proceso de crecimiento de precios y no un cambio en su nivel, puede tener un efecto negativo sobre la demanda de saldos reales por motivos de ahorro. Al utilizar datos en tiempo discreto, no es posible distinguir entre cambios en el nivel de precios y cambios en la inflación, de forma que al agrupar los términos de precios en el lado de las variables explicativas alguien podría reinterpretar un coeficiente menor que la unidad como existencia de ilusión monetaria. Sin embargo y, dado que en cualquier caso no son contrastables con observaciones discretas ninguna de las dos hipótesis, nosotros preferimos mantener la interpretación de ausencia de ilusión monetaria, acompañada de efecto inflación en los saldos reales.
En el gráfico 1 se presenta un resumen de las variables objeto de estudio: los niveles de ALP y M2 en términos reales, utilizando el deflactor del Producto Interior Bruto (PIB) en base 1980 para el período 1964-88. La diferencia entre ambas sendas serán los agregados monetarios de ALP que no son M2, y que llamamos ALM, es decir:
ALM = ALP - M2
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En el Gráfico 2 presentamos por separado nuestras variables dependientes ALM y M2, en términos del PIB, es decir la inversa de la «velocidad de circulación» de ambos agregados monetarios.
Distinguimos 3 subperíodos diferenciados:
En el primero, que va de 1964 a 1973, M2 y ALM en términos reales crecen y M2 representa la casi totalidad de ALP, aunque va perdiendo peso paulatinamente, desde un 81% en 1964 hasta un 67% en 1973. En términos del PIB, M2 representa un 46% en 1964 y crece hasta un 54% en 1973, mientras que ALM crece de un 11% hasta un 26%.
Un segundo subperíodo, de 1973 a 1983, ambos inclusive, en que M2 presenta una tendencia decreciente (excepto 1976) mientras que ALM en general continúa creciendo. En términos de PIB, M2 alcanza un mínimo en 1984, en que toma un valor cercano al 37% que luego se mantiene hasta el final de la muestra. El ratio ALM/PIB, por el contrario crece excepto en los períodos de inflación alta (1976-78), pasando de un 26% a un 43%.
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Coincide este subperíodo con años de crisis económica y con una primera fase en el proceso de liberalización del sector financiero de la economía española.
Un último período, desde 1984 hasta 1988, en que M2 vuelve a crecer prácticamente al mismo ritmo que ALM, de forma que su participación en ALP se mantiene estable, alrededor del 43%. En términos del PIB, M2 se mantiene estable (un 37%) lo mismo que ALM (un 49%) excepto para el año 1986, en que cae cerca de 2 puntos del PIB. Son los años de recuperación de la actividad económica, aceleración del proceso de innovaciones financieras y fuertes distorsiones en los mercados financieros por los continuos cambios en el proceso de financiación de los elevados déficit públicos.
En tasas de crecimiento, la media de cada subperíodo aparece en el cuadro siguiente:
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Si comparamos los crecimientos de las magnitudes monetarias con el PIB (ambas tienen el mismo deflactor, por lo que la comparación es válida tanto en términos reales como nominales) vemos que:
(i) M2 crece más que el PIB en el primer subperíodo y menos tanto en el segundo como en el tercero. Visto de otra forma, la «velocidad de circulación» de M2 (inversa del ratio M2/PIB) cae un 1,6% por término medio en el primer subperíodo y aumenta un 2,5% y 0,7% en los dos últimos. Sin embargo, no hay grandes diferencias entre ellos. El comportamiento de M2 en términos del PIB en el período 1984-88 es muy semejante al de toda la muestra 1965-88, lo cual contradice la intuición de que este agregado debe haberse visto muy afectado especialmente en los últimos años por el proceso de innovación financiera y los fuertes cambios institucionales que han tenido lugar en nuestra economía.
(ii) ALM presenta un comportamiento más irregular, al crecer los dos primeros subperíodos a tasas mucho más elevadas que el PIB y en el período 84-88 apenas dos puntos por encima. En términos de velocidad, cae unos 12 puntos al principio de la muestra, 5 puntos en el segundo subperíodo y apenas 2 puntos en el último.
(iii) Al comparar únicamente las tasas de inflación con las de crecimiento de los saldos reales, vemos que M2 crece relativamente menos que ALM en los períodos de inflación más alta. Así, en el período 1973-83, M2 disminuye mientras que ALM aumenta un 1,4%. Tomando un período con inflación menor (1984-88), M2 aumenta mientras que ALM suaviza su tasa de crecimiento. Se podría pensar, por tanto, que M2 es más sensible a la —144→ inflación que ALM, lo cual estaría en contradicción con los modelos teóricos mencionados. Sin embargo, esta observación es consecuencia de tener en consideración únicamente el efecto de una sola variable. Así, al condicionar en un conjunto mayor de variables veremos que la inflación juega un papel significativo en la explicación del agregado ALM, tanto de las grandes tendencias como de los movimientos a corto plazo, pero no en la del agregado M2.
Para desglosar la contribución de cada variable explicativa al crecimiento de la demanda de dinero, utilizamos las estimaciones de las ecuaciones que se presentan en los Apéndices 1 y 2, modelizadas siguiendo un mecanismo de corrección de error. A partir de unas relaciones de cointegración, o ecuaciones de «largo plazo», cuyos residuos son estacionarios (véase el Apéndice 1), se modelizan los cambios a corto plazo de las variables dependientes en función de los cambios en las variables explicativas y de las desviaciones de es tas sendas de largo plazo (véase el Apéndice 2). Dos artículos que ilustran esta metodología son Engle y Granger (1987) y Dolado et al. (1990).
En el cuadro 2 se presenta el cambio habido en cada variable explicativa de «largo plazo», al pasar de un subperíodo al siguiente, dentro de los tres en que hemos dividido la muestra. Las cifras representan diferencias de las medias de los logaritmos de las series, lo cual es una aproximación de las tasas de crecimiento válida solamente para v alores numéricos pequeños. La demanda interna (consumo privado más inversión más consumo público) en términos reales es 42,5 puntos más alta por término medio en el período 1973-83 que en 1969-72, y sólo 12,1 puntos más alta en el período 1984-88106. El tipo de interés nominal de los activos incluidos en ALM (depósitos a plazo, pagarés, letras, etc.) crecieron 4 puntos al pasar del primer subperíodo al segundo y 1,1 puntos del segundo al tercero. La riqueza privada no monetaria (capital productivo más residencial más títulos de renta fija no negociables) siguió una senda similar a la demanda interna, mientras que la tasa de inflación pasó de crecer 8,7 puntos por término medio a disminuir en 6 puntos en el tercer subperíodo.
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Utilizando las ecuaciones de largo plazo del análisis de cointegración (véase el Apéndice 1) podemos calcular la contribución107, ex-post, de cada variable explicativa a las grandes tendencias de crecimiento de M2 y ALM.
Para el caso de M2 (ver cuadro 3) el crecimiento de la demanda interna llevaría consigo 51,3 puntos de aumento de M2 al pasar del primer al segundo subperíodo, mientras que la subida del tipo de interés sería responsable de una caída de 14,1 puntos. De esta forma se explicaría casi el 99% de la variación de M2 entre estos dos grandes subperíodos. Para el tercer período la subida de la demanda, aunque fuese moderada, debería haber contribuido a un crecimiento de 14,6 puntos en la demanda de M2, mientras que la subida del tipo de interés restaría cerca de 4 puntos. El resto
lo recoge una variable ficticia construida para representar el efecto de las innovaciones financieras, variable que toma valor 1 en 1984 y valor 2 desde 1985 en adelante. Esta variable (que luego mantenemos con este valor para las predicciones de 1989) explicaría cerca de 19 puntos de la caída en M2 en el último subperíodo, en que este agregado disminuye en términos reales a pesar del aumento en el nivel de transacciones y el pequeño aumento en los tipos de interés.
Con respecto a ALM (ver cuadro 4) el crecimiento de la riqueza privada no monetaria explica la práctica totalidad del mantenimiento de estos activos como forma de atesoramiento de valor. Sin embargo, la inflación contribuyó negativamente sobre la proporción de activos líquidos mantenidos en cartera al pasar del primer al segundo subperíodo. La reducción posterior de la tasa media de inflación contribuye a que los activos líquidos crezcan casi 14 puntos adicionales a los 40,5 puntos que son debidos al crecimiento de la riqueza privada no monetaria. Sin necesidad de variable ficticia alguna, se explica con estas dos variables el 99% de la variación de ALM del primer al segundo subperíodo y el 92% del segundo al tercero.
En el gráfico 3 presentamos el ratio ALM/Riqueza conjuntamente con la tasa de inflación. Al contrario que en la primera aproximación a los datos en términos del PIB que vimos en el cuadro 1, comprobamos que dicho ratio, que crece con el tiempo, cae en los períodos de inflación más alta (1974-78) y posteriormente recupera los niveles de largo plazo consistentes con la elasticidad ALM-Riqueza. En el gráfico 4 presentamos los valores observados de dicho ratio y el ajuste de la senda de largo plazo.
En el cuadro 5 se presenta la contribución de cada variable explicativa a la tasa de crecimiento de M2 en cada uno de los años 1985 a 1988. En 1985 la demanda de saldos reales por motivo de transacciones aumentó en un 1,49%. Según los coeficientes obtenidos en la estimación de nuestra especificación dinámica (véase el Apéndice 2) el crecimiento en el nivel de transacciones, medido por la demanda interna en términos reales, contribuyó en 4,29 puntos al crecimiento de la demanda de M2. La disminución en los tipos de interés de activos líquidos alternativos la hizo aumentar en 3,8 puntos y la desviación de la senda de equilibrio de largo plazo debería hacer corregir a la baja en cerca de 6,7 puntos el nivel de saldos reales por motivo de transacción. De esta forma se explicaría el 94% de la variación de M2 en términos reales en 1985. A partir de 1987, las desviaciones de la senda de largo plazo se hicieron más pequeñas, mientras que el crecimiento de la demanda interna es el factor explicativo más
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importante en la recuperación de M2, sobre todo en 1987 y 1988. En 1988 el agregado M2 aumentó considerablemente más que en 1987 (8,7 versus 4,9%), a pesar del similar aumento de la demanda interna. La razón estriba en que en 1988 los tipos de interés disminuyeron, lo cual contribuyó en más de 2 puntos a su crecimiento, mientras que en 1987 aumentaron, lo cual restó 2 puntos a la tasa de variación de este agregado monetario.
En el cuadro 6 analizamos la evolución a corto plazo de la demanda de dinero como forma de atesoramiento de valor (ALM). Tal y como señalábamos anteriormente, la variable riqueza (utilizamos la riqueza no monetaria para asegurar su exogeneidad) es la variable clave de la demanda de ALM tanto a largo como a corto plazo. Asimismo, la inflación, como medida del coste de oportunidad de mantener activos líquidos frente a activos reales, juega un papel fundamental a corto plazo, como también lo hacía a largo. Como ya señalábamos en el epígrafe anterior, durante los últimos años de la muestra se mantiene ALM por debajo de la senda de largo plazo, lo cual implica un ajuste al alza en cada uno de los años siguientes (el coeficiente de ajuste es muy lento, alrededor de 0,20). Los cambios en el tipo de interés propio de los ALM (tanto el contemporáneo
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como el ocurrido en el año anterior) contribuyen de forma negativa al crecimiento de la demanda en 1988 de estos depósitos y títulos durante 1985, 1986 y 1987, mientras que en 1988 contribuyen de forma positiva. Además, en 1988 se incluye una variable ficticia que toma valor 1 para ese año. Se le denomina «Dummy 87» porque recoge los efectos retrasados de la completa liberalización de los tipos pasivos en marzo de 1987 cuyos efectos se dejaron sentir en 1988 (trasvase desde Letras del Tesoro hacia depósitos a la vista y depósitos de ahorro). Con esta descomposición vemos que el error que se comete es muy pequeño en 1985 y 1987 (0,3% y 0,1% respectivamente) y cerca de un punto en 1986.
En el cuadro 7 presentamos las predicciones, tanto estáticas como dinámicas108 para el año 1989 de nuestras ecuaciones de M2 y ALM estimadas
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hasta 1988. Para ello utilizamos la información disponible de las variables exógenas relevantes. El modelo predice la suavización de M2, ocurrida en 1989 en términos reales, con un error del 0,03%. Para el caso de ALM, el error que se comete es mayor, -1,6%, aunque recoge una fuerte recuperación en la demanda de estos activos.
Agregando las dos predicciones se comete un error del 0,9% para ALP en términos reales. En términos nominales el error que se comete es, dado que los precios se consideran exógenos, de la misma magnitud.
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En esta sección presentamos unas simulaciones de las ecuaciones estimadas con el objeto de ilustrar la relación entre cantidad de dinero, precios y variables reales implícita en ellas.
En los ejercicios de simulación se consideran los saldos reales de M2 y ALM como variables endógenas y las variables inflación, tipos de interés, demanda interna y riqueza como variables exógenas. Es decir, no se «invierten» las funciones de demanda de dinero estimadas para hacer ejercicios de impacto de variables monetarias sobre inflación, actividad real o tipos de interés. Se trata de hacer ejercicios del tipo: para que los precios (o el resto de las variables exógenas) crezcan a unas tasas determinadas, ¿qué sendas monetarias serían consistentes con estas funciones de demanda de dinero estimadas? De esta forma se pretende arrojar alguna luz sobre la relación entre la senda de M2 y ALM (y por tanto ALP) y las sendas de inflación, actividad real, riqueza y tipos de interés.
En el cuadro 8 presentamos un total de 5 simulaciones. En la primera se analiza el impacto de una disminución de un 1% anual en la tasa de
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inflación sin que varíe el tipo de interés nominal ni la demanda o renta reales. El resultado puede interpretarse, si se considera que la demanda agregada depende negativamente del tipo de interés real, como de una sorpresa en la inflación que no se traslada a consumo e inversión, pero sí a la composición en la cartera de activos, en contra de los reales y a favor de los líquidos. Dado que las transacciones no varían, tampoco lo hace la demanda de saldos reales por este motivo, y la demanda nominal lo hace en la misma proporción que los precios. La demanda de ALM aumenta durante los primeros períodos como consecuencia de la disminución en el coste de oportunidad de mantener activos líquidos frente a activos reales. Más adelante se estabiliza e incluso cae al ajustarse al nuevo nivel de largo plazo dado por la nueva senda de inflación. Nótese que las desviaciones se toman con respecto a la simulación de referencia, de forma que si en esta tasa de crecimiento de ALM en 1980 y 1981 compatible con una tasa de inflación de 14,2 y 12,0 era respectivamente de 26,1 y 21,7, al reducirse la inflación en un punto (la desaceleración de la inflación se mantiene constante) sería de 27,6 y 22,9 respectivamente. Es importante resaltar que, tal y como se mencionaba en la formulación teórica, M2 y ALM se mueven en dirección contraria ante una variación de la tasa de inflación. La fijación de objetivos intermedios en términos del agregado ALP oculta esta realidad. Así, un objetivo de inflación menor, como el de la simulación, podría ser consistente a corto plazo con la misma senda de crecimiento de ALP, siempre que hubiese una recomposición a favor de ALM y en contra de M2: es decir, que disminuyera M2 en un 1% y ALM aumentara en 1,47%.
En la Simulación 2 se considera una disminución de un punto anual en la tasa de inflación y el tipo de interés nominal. La interpretación económica sería la de una respuesta de tipo «clásico»: solamente cambian las magnitudes nominales, mientras que las variables reales permanecen constantes (demanda interna, riqueza y tipo de interés real). La senda de M2 y ALM compatible con esta situación presenta un perfil distinto. M2 debería aumentar en el primer período (para que se produzca consistencia con la disminución del tipo de interés) a costa de una fuerte reducción en ALM (para permitir la reducción en la tasa de inflación). A partir del segundo período, según las magnitudes nominales, se ajustan a los niveles deseados, ALM podría aumentar, en términos nominales, manteniéndose los niveles de M2. Las sendas de ajuste de ALM hacia sus nuevos valores de «largo plazo» serían, como en los modelos de «overshooting», oscilatorias. Por el contrario, la de M2 sería monotónicamente decreciente hasta ajustarse al nuevo nivel de precios (un 1% menor).
—155→En las dos simulaciones siguientes se disminuye el ritmo de crecimiento de la demanda interna real (consumo, inversión y gasto público) y la riqueza en un 1% a partir de 1980. Las sendas de tipo de interés e inflación se mantienen inalteradas. En este sentido se podrían interpretar estas simulaciones como las asociadas a un caso Keynesiano extremo (con restricciones crediticias y rigideces de precios), donde la cantidad de dinero se mueve con la actividad real de forma directa, sin alterar la tasa de inflación ni los tipos de interés. Distinguimos dos casos. En la Simulación 3 aislamos el efecto de la demanda interna real sin alterar la riqueza. Este caso, aunque poco plausible, lo presentamos para diferenciar el efecto transacciones del efecto ahorro. La cantidad de dinero mantenida por motivo transacciones en términos nominales cae bruscamente en el primer período (cerca de un 8%), reducción que se va suavizando de forma convergente hasta llegar al 1% de caída consistente con la nueva demanda real y el nivel de transacciones. Si la tasa de crecimiento de M2 en 1980, 1981 y 1982 compatible con una tasa de crecimiento de demanda interna de 1,0, -0,87 y 0,85 era respectivamente de un 10,2 , 7,0 y 12%, en esta simulación las tasas de crecimiento de M2 compatibles con una menor demanda real serían respectivamente de 2,6, 3,2 y 9,8%. Los ALM, por su parte, no se ven alterados por la variable demanda interna, dado que se han modelizado como la demanda de dinero por motivo atesoramiento de valor, ajena a las transacciones. En cuanto al agregado ALP, el ritmo de contracción monetario asociado a una recesión de un 1% anual, que no altere la inflación ni los tipos de interés sería del 4,4 para 1980, 1,6 para 1981, 0,6 en 1982 y un magnitud pequeña (rondando el 0,4%) a partir de entonces. De nuevo, los objetivos sobre el agregado deben llevar parejos objetivos de recomposición entre M2 y ALM. En la Simulación 4 se realiza un cambio de un punto porcentual por año tanto en la demanda interna como en la riqueza, de forma que queda extendido el efecto transacciones al efecto atesoramiento de valor. Es de destacar que el efecto sobre M2 es más intenso inicialmente, pero se ajusta más rápidamente que el de ALM, algo también a tener en cuenta cuando se considera el agregado monetario en su conjunto.
Por último, en la Simulación 5 se compagina una disminución de la inflación con una reducción en la tasa de crecimiento de la actividad real. La interpretación económica sería la de un modelo Keynesiano convencional, con un «trade-off» entre inflación y actividad real. Los efectos sobre M2 son lógicamente similares a los de la Simulación 3 ó 4, sólo que a la reducción de la demanda real se le suma el efecto de la tasa de inflación, con lo que la reducción en M2 nominal se ve acentuada en un punto porcentual. El efecto final converge hacia una reducción nominal de 2 puntos sobre la simulación —156→ de referencia. En cuanto a ALM, el efecto es positivo, por la reducción en la inflación, aunque luego se ajusta a la baja para recuperar los nuevos valores de equilibrio. El efecto compuesto sobre ALP es, aquí, negativo en todos los períodos, por dominar el efecto sobre M2 al efecto sobre ALM. El agregado ALP debería disminuir, especialmente en el primer período, pero cambiando además la composición a favor de los ALM. A partir del segundo período se suaviza la contracción monetaria, pero debe seguir teniendo lugar la recomposición dentro de la cartera de activos líquidos.
En este trabajo se analiza la evolución de la demanda de los activos líquidos en manos del público (ALP) para la economía española en el período 1964-88, utilizando una metodología econométrica que permite distinguir entre la evolución a corto y a largo plazo.
Se propone un enfoque desagregado, distinguiéndose entre la demanda de saldos reales por motivo «transacciones» y por motivo «depósito de valor», a partir de modelos teóricos con fundamentación microeconómica.
El motivo «transacciones» se asigna, dentro de ALP, al agregado M2, aunque las innovaciones financieras, tanto en el terreno de la disminución de costes de transacción como en la aparición de nuevos instrumentos financieros, ha hecho perder peso a este componente de la demanda de dinero, significativamente a partir de 1983. Teniendo en cuenta este efecto, la elasticidad a largo plazo con respecto a la demanda interna se ha mantenido estable en todo el período muestral, alrededor de 1,2. A pesar de que este coeficiente es mayor que la unidad, M2 ha crecido menos que la renta en el período 1964-83, debido, además, al efecto de los tipos de interés, que también se mantiene estable a lo largo de todo el período. A este hecho se une, a partir de 1984, el mencionado de las innovaciones financieras. Con respecto a la demanda de activos líquidos como «depósito de valor», se utiliza el conjunto de ALP una vez sustraído el agregado M2. Se encuentra que la riqueza privada, construida a partir de series de «stock» de capital y de deuda pública es la variable para explicar este componente de la demanda de dinero, por encima de variables «flujo» como la renta o la demanda interna. La elasticidad a largo plazo obtenida es mayor que 2, lo que implica que un porcentaje creciente de la riqueza se mantiene en forma de activos líquidos. La aparición de nuevos instrumentos financieros, tanto por el propio desarrollo de los mercados como de los cambios en la política de financiación de los déficit públicos, debe estar detrás de esta explicación.
—157→Sin embargo debe destacarse la estabilidad de este coeficiente a lo largo de todo el período muestral. Como variable coste de oportunidad, y al contrario que en el caso de M2, se concluye que es la tasa de inflación. Esto es consistente con la detectada predilección del público por el ahorro en activos reales (especialmente vivienda), tanto en períodos de poco desarrollo de los mercados financieros como en períodos de incremento de la presión fiscal.
Al agregar los dos componentes de la demanda de dinero para analizar la evolución de ALP, se comprueba que se pierde poco poder de predicción. Por el contrario, se gana poder de explicación de la relación entre cantidad de dinero, inflación y renta y, por tanto, del establecimiento de objetivos de crecimiento del agregado monetario. En particular, se concluye que una política de reducción del ritmo de crecimiento de la cantidad de dinero con el objetivo de reducción de la tasa de inflación debe ir acompañada de una recomposición de ALP, a favor de los activos que representan depósito de valor y en contra de los que se mantienen por motivo transacciones.
En esta Sección se presenta el estudio de las variables que explican a largo plazo la demanda de dinero en la economía española, para el período 1964-1988.
Al contrario que en la mayoría de los estudios en que se modeliza directamente la serie de ALP, aquí desagregamos esta variable en demanda de dinero por motivo transacciones representado por M2 y en demanda por motivo atesoramiento de riqueza, para el cual se toma el resto de los ALP, que designamos por ALM.
Las relaciones de cointegración encontradas se basan en una variable de escala y otra de coste de oportunidad. Por un lado, para el motivo transacciones se optó, tras probar varias alternativas, por la suma del consumo e inversión tanto públicos como privados en términos reales (demanda interna) como variable de escala. Para encontrar cointegración incluimos como variable de coste de oportunidad en esta relación el tipo de interés propio de los ALM. Por otro lado, en el motivo ahorro se introdujo como variable escala la riqueza del sector privado sin ALP, acompañada por la inflación como coste de oportunidad frente a los activos reales para conseguir una relación de cointegración.
El análisis de cointegración requiere previamente el análisis univariante de las series que hayan sido seleccionadas a raíz de la teoría, con objeto de —158→ determinar su orden de integrabilidad (véase Manzanedo y Sebastián [1990] para un análisis exhaustivo de las series utilizadas).
Las variables analizadas cumplen la condición de integrabilidad de primer orden, es decir, que la serie de sus primeras diferencias seria estacionaria. A partir de aquí, se procede al estudio de las conexiones en el largo plazo entre cada una de las variables dependientes en niveles y algunas de las candidatas teóricas, de forma que los residuos de esa relación contemporánea, aunque tengan estructura, sean estacionarios. Es decir, procedemos al estudio de las relaciones de cointegración.
Para el análisis de cointegración entre las variables se emplea el estadístico Durbin-Watson (DW) y el contraste de Dickey-Fuller aumentado (DFA). En base a ellos se acepta o rechaza la hipótesis de que los residuos de la relación de largo plazo sean o no integrables de orden cero (estacionarios en varianza).
Definiendo M2R como M2 en términos reales, CIR la demanda interna en pesetas constantes y RP el tipo de interés propio de ALM; entre las ecuaciones de largo plazo estimadas y siguiendo el esquema teórico, hemos seleccionado para la relación de cointegración la siguiente:
una variable ficticia que intenta recoger innovaciones financieras. Aunque las variables explicativas aparecen como altamente significativas de acuerdo con criterios convencionales, resulta importante señalar que la distribución de los t-ratios es, en general, desconocida cuando las variables son integradas de primer orden (véase Dolado, Andrés y Domenech (1990)). El mismo comentario se aplicaría a la regresión estática para ALM que se discutirá posteriormente.
Se acepta la integrabilidad de orden cero de los residuos obtenidos de la ecuación a largo plazo, dado que los valores obtenidos de DW y DFA son 1,02 y 4,04 respectivamente, frente a los valores críticos de 0,98 y 4,02, que tomamos de Fuller (1976) y de Rappoport y Reichlin (1989).
La ecuación de largo plazo para la variable ALMR (ALM real), aunque aceptable, no es tan concluyente como la anterior, debido seguramente a la evolución más errática de la serie.
—159→La regresión en que se basa el análisis de cointegración es:
donde INF es la tasa de inflación (deflactor del PIB) y WER la riqueza no monetaria (stock de capital productivo privado, más residencial, más stock de deuda en manos del público), todo ello en términos reales. Se acepta la integrabilidad de orden cero de los residuos de esta ecuación, dado que los valores obtenidos de DW y DFA son 1,10 y 3,69 respectivamente, frente a los valores críticos de 0,78 y 3,62.
En resumen, parece existir evidencia de que los coeficientes estimados en las ecuaciones (A1.1) y (A1.2) representan relaciones de cointegración y, por tanto, se utilizan para obtener la contribución de las variables explicativas al crecimiento de la demanda de M2 y ALM a lo largo de los diferentes subperíodos analizados en los cuadros 3 y 4 respectivamente.
Nótese, sin embargo, que los anteriores vectores de cointegración han sido obtenidos bajo el supuesto de que existe un único vector de cointegración entre M2R (ALMR) y sus variables explicativas, que corresponde a la función de demanda de dinero a largo plazo. Dado que en un vector de n variables pueden existir r ≤ n - 1 relaciones de cointegración, la contrastación de la hipótesis r = 1, exigiría modelizar las n variables conjuntamente, tarea que no se ha realizado, pero que se encuentra en una futura agenda de trabajo. Si r > 1, entonces el único vector obtenido por el procedimiento de la regresión sería una combinación lineal de los r vectores genuinos con lo que el análisis de las contribuciones de las variables explicativas en base al vector obtenido no sería válido. Dicha combinación procedería de obtener la distribución condicional de una de las variables (M2 o ALM en este caso) sobre las n - 1 variables restantes del sistema y sus desfases, que es exactamente lo que se modeliza en detalle en el Apéndice 2. Tal como se discute en Dolado, Andrés y Domenech (1990) la similitud de los coeficientes obtenidos para la regresión estática con los objetivos de la regresión dinámica condicional es una condición necesaria para que r = 1. En el cuadro A1.1 se comparan ambos conjuntos de coeficientes. En las columnas 1 y 2 se encuentran los coeficientes obtenidos a partir de (A1.1) y (A1.2), mientras que en las columnas 3 y 4 se encuentran los coeficientes a largo plazo, tal como se presentan en los cuadros A2.1 y A2.3 respectivamente (comentados pormenorizadamente en el Apéndice 2).
En ausencia de un contraste estadístico preciso, la impresión cualitativa que se obtiene del cuadro A1.1 es que ambos conjuntos de coeficientes son
—160→
bastante similares, excepto para el caso de la inflación en la ecuación de ALM. Dicha divergencia podría proceder, por ejemplo, de la existencia de otro vector de cointegración entre la tasa de inflación, INF, y alguna de las otras variables del sistema (por ejemplo, el tipo de interés, RP). Así, pues, la evidencia expuesta no parece rechazar de forma clara la existencia de un único vector cointegrador, aunque implica la existencia de ciertas cautelas en la interpretación de los cuadros 3 y 4 del texto principal. Finalmente es importante señalar que, ante la duda sobre qué vectores de cointegración corresponden a las funciones genuinas de demanda de M2 y ALM, y dado el pequeño tamaño muestral, se ha decidido emplear un criterio práctico basado en la bondad del ajuste. Por una parte, puesto que los vectores obtenidos en las regresiones estáticas proceden de minimizar la suma de los cuadrados de los residuos a largo plazo, nos hemos inclinado por utilizarlos en los cálculos de los cuadros 3 y 4. Por otra parte, dado que los vectores obtenidos a partir de las regresiones dinámicas minimizan la suma de los cuadrados de los residuos a corto plazo, hemos preferido utilizarlos para calcular las predicciones y simulaciones presentadas en los cuadros 7 y 8 respectivamente.
En esta sección se estudia la dinámica de las ecuaciones de demanda de dinero siguiendo la técnica del «mecanismo de corrección de error». Para ello se modelizan las oscilaciones en la tasa de variación de ALP en función de las desviaciones de la senda de largo plazo dada por la relación de cointegración y otras variables explicativas. Como en el caso del largo plazo, para el análisis del corto se ha efectuado inicialmente la descomposición del —161→ agregado monetario ALP en motivo transacción (M2) y el de riqueza (ALM). Posteriormente presentamos una estimación directa del agregado ALP, pero a partir de la especificación del enfoque desagregado.
En el primer caso, se modelizan los cambios en M2 (en términos reales), siendo las variables explicativas los cambios en la demanda privada interna, las variaciones en el tipo de interés propio de los ALM y considerando como término de corrección de error el derivado de la relación de cointegración estudiada en la sección anterior.
En el segundo caso, la variable dependiente es el cambio en ALM en términos reales y las explicativas son: los cambios en la riqueza privada (excluida la financiera), las variaciones del tipo de interés propio de los ALM, la aceleración de la inflación y la corrección de los errores cometidos a partir de la ecuación de cointegración analizada anteriormente.
Dado que se supone la existencia de correlación entre las perturbaciones asociadas a las ecuaciones de M2 y ALM y que se instrumentan algunas de las variables explicativas, se utiliza el método de estimación no lineal para ambas ecuaciones conjuntamente (NL3SLS).
Por último, dedicamos un apartado a analizar el comportamiento de ALP a partir de la agregación de M2 y ALM, siguiendo el enfoque transacciones para el análisis de la política monetaria llevada a cabo.
Como ya hemos indicado, se ha utilizado M2 como la variable que aproxima la demanda de dinero por motivo transacciones. La variable dependiente se modeliza en primeras diferencias y en términos reales, es decir, se supone ausencia de «ilusión monetaria», que técnicamente equivale a una elasticidad precio unitaria de la demanda de saldos nominales. Los resultados de la estimación se presentan en el cuadro A2.1. En él aparecen las estimaciones tanto hasta 1984 como hasta 1988, para de esta forma analizar posibles cambios estructurales debido a cambios institucionales o a innovaciones financieras. En el cuadro A2.2 se presentan los contrastes habituales de correlación serial (Box-Pierce-Lung y test de Lagrange) y de heterocedasticidad (Arch y multiplicativa) en los residuos de la regresión.
Como era de esperar, las primeras diferencias en la demanda interna aparecen como la variable explicativa fundamental, tanto por el valor que toma su coeficiente como por la alta significatividad que presenta. Es de destacar la constancia en el tiempo de la elasticidad-transacciones a corto plazo (1.43 frente a 1.44). Ello sugiere que el papel de las innovaciones
—162→
financieras está bien recogido por la variable ficticia construida «ad hoc». Se detecta un cierto cambio en el coeficiente del término de corrección error (0,60 frente a 0,57) y la constante (1,19 frente a 1,11). Todos los cambios mencionados son muy pequeños. En efecto, con las estimaciones de mínimos cuadros ordinarios, se han realizado los contrates de Chow y Farley-Hinich (1975), permitiéndonos en ambos casos aceptar la hipótesis de estabilidad (ver cuadro A2.2).
Las variaciones en el tipo de interés propio de ALM como una variable que refleje el coste de oportunidad de llevar a cabo transacciones frente al ahorro, tienen un estadístico t muy aceptable. Además es de destacar la estabilidad del coeficiente en ambas estimaciones (2,76 frente a 2,68).
—163→
Las elasticidades de largo plazo se mantienen prácticamente idénticas, tanto para la demanda privada interna (en torno a 1,15) como para el tipo de interés propio (en torno a -4,06)109. La variable ficticia que representa parcialmente el posible papel que hayan tenido las innovaciones financieras y que toma valores 0 desde 1964 al 1983, 1 en 1984 y 2 a partir de 1985, aparece con el signo esperado (negativo) y un coeficiente elevado (12% anual) que es altamente significativo.
—164→
En el cuadro A2.3 se presentan los resultados de la estimación de la demanda de dinero como «depósito de valor».
La variable dependiente a modelizar es la primera diferencia de ALM (en términos reales). Las variables explicativas seleccionadas para esta ecuación fueron, por un lado, el cambio en la riqueza no monetaria en términos reales, que es la variable escala de la ecuación de largo plazo, y cambios en el coste de oportunidad de mantener activos monetarios como forma de ahorro. Para esta segunda variable es de destacar que el tipo de interés propio de los ALM aparece con su signo esperado (positivo) de forma significativa. El tipo de interés alternativo (rendimiento interno de las obligaciones y deuda pública) no resultaba ser significativo, ni tampoco el diferencial entre ambos. Las aceleraciones en la tasa de inflación, como medida del coste de oportunidad frente a activos reales es, sin embargo, muy significativa.
Este resultado es consistente con la idea de que los activos reales han sido en España el medio de ahorro alternativo al dinero por excelencia, en detrimento de otros activos financieros. La explicación de este fenómeno, que es digno de un estudio en profundidad, habría que buscarla en varios motivos. Por un lado en los episodios inflacionistas vividos por nuestra economía, que fueron especialmente notables a finales de los 70 y principios de los 80, aunque también tuvieron lugar a finales de los años 50 y 60. Por otro lado, y especialmente para la primera parte de la muestra, el raquitismo de los mercados financieros. Finalmente, y para el último subperíodo de la muestra, las posibles distorsiones fiscales que incentivaron el mantenimiento de activos reales (especialmente inmuebles residenciales) frente a activos financieros no monetarios. Durante buena parte de los 80, el propio déficit público se financió con activos líquidos incluidos en la definición de dinero, lo que contribuyó a mantener este sistema de división de cartera en contra de otros activos financieros no líquidos.
Conviene resaltar también que la variable ficticia que habíamos construido como representativa del proceso de innovación financiera acontecido en nuestra economía no aparece en la especificación de la ecuación de ALM, aunque si aparecía en la de M2. Por ello, interpretamos su papel como el de una disminución de costes de transacción que ha reducido la necesidad de mantener saldos monetarios para realizar intercambios más que a la aparición de nuevos activos financieros no líquidos que estaría más asociada al motivo «atesoramiento de valor».
—165→
En el cuadro A2.3 se presenta el resultado de las estimaciones hasta 1984 y 1988. Es de destacar el cambio en las elasticidades de largo plazo, especialmente en lo que se refiere a la inflación cuyo coeficiente baja de -25,3 a -11,8. Esto sería consistente con el proceso de innovación financiera que ha disminuido el papel de los rendimientos de los activos reales como coste de —166→ oportunidad primordial en la decisión de cartera. Por otra parte se detecta una cierta subida en la elasticidad riqueza aunque no podría rechazarse la hipótesis que los coeficientes fueran iguales. Por último, el coeficiente del término de corrección de error aumenta de -0,08 a -0,18, lo que indica una mayor velocidad de ajuste a una senda de equilibrio a largo plazo.
En cuanto a las elasticidades a corto plazo el cambio observado en la riqueza es simétrico al de la elasticidad a largo, pasando de 1,06 a 1,58, reflejando de esta forma un aumento en la importancia de la variación en la riqueza como causa del incremento de la demanda de dinero. En parte este efecto debe recoger una mayor facilidad para acceder a formas alternativas de ahorro, vía intermediarios financieros, que en el pasado quedaba circunscrita a círculos más pequeños de ahorradores. Por otro lado, la ampliación continuada de este agregado, incorporando los nuevos activos líquidos que iba generando el proceso de financiación del déficit público, hubiera hecho esperar incluso un mayor desplazamiento de este coeficiente. La variable D87 que vale 0 de 1964 a 1987 y 1 en 1988, como ha sido comentado anteriormente, intenta reflejar la liberalización de los tipos pasivos en marzo de 1987, que no produjo efecto en la demanda de dinero hasta los primeros meses de 1988, debido al atractivo de los tipos existentes en el corto plazo, tanto medida por el valor de su coeficiente (-0,19) como por la t asociada (9,86). También es de destacar una disminución de la sensibilidad a corto de los tipos de interés propios, tanto el contemporáneo como el retardado. Para el resto de las variables de la especificación dinámica, las estimaciones son más estables: para los cambios contemporáneos en la inflación el coeficiente disminuye de -1,17 a -0,93, mientras que para los retardados lo hace de -1,85 a -1,77.
A partir de 1973, la variable que sirvió de objetivo intermedio fue el agregado M3 en términos nominales. Posteriormente, a principios de la década de los 80 se observó una cierta inestabilidad en dicho agregado. Esta inestabilidad se asoció al proceso de innovación financiera que comenzó a darse con la aparición de nuevos instrumentos financieros, como fueron los pagarés del Tesoro y de empresa, que no estaban incluidos en la masa monetaria controlable, instrumentos financieros que venían asociados a la aparición de fuertes déficit del Sector Público. El agregado M3 pasó de incluir el 89% de los activos financieros de familias y empresas durante los últimos años setenta a apenas un 63% en el año 1984, por lo que se optó por
—167→
intentar controlar un agregado más amplio que incluyese entre sus componentes los nuevos activos a corto emitidos por el Sector Público y algunos del privado, considerados como buenos sustitutivos del dinero por sus características de liquidez y seguridad. La nueva variable considerada fueron los activos líquidos en manos del público -ALP-. Después de un seguimiento conjunto durante un año, la autoridad monetaria abandonó definitivamente la variable M3 como objetivo intermedio oficial en favor de los ALP en el año 1984. Este agregado representaba en 1986 el 71% de —168→ todos los activos financieros de familias y empresas. La instauración de la política de control consistía en la fijación de un objetivo de crecimiento que incluía una banda de desviación de 1,5 puntos porcentuales.
Como ya hemos venido insistiendo, en el presente estudio el objetivo intermedio ALP ha sido separado en dos componentes: el motivo transacción y el motivo riqueza. Una vez estimados los valores de estas variables podemos obtener por adición la evolución prevista del agregado objeto de control por la autoridad monetaria.
Si agregamos ambas ecuaciones el poder predictivo es particularmente bueno desde el año 1980. En cualquier caso, y salvo en tres años (1973, 1977 y 1979), sus errores de predicción están por debajo del 1%, cometiéndose el error máximo en 1977 (1,76%).
Como anteriormente hemos comentado, la fijación del objetivo monetario anual se produce en términos nominales. Nuestras estimaciones se han realizado en términos reales. Sin embargo, al considerar los precios exógenos el error que se comete en términos nominales es, lógicamente, el mismo que se comete en términos reales. Como ya hemos apuntado, en todos los años, excepto en 1973, 77 y 79, la tasa de crecimiento se somete a la disciplina impuesta por el Banco de España, estando en la mayoría de los años por debajo del 1% y siendo especialmente aceptables las desviaciones desde el año 1980. Además, las predicciones extramuestrales de este agregado se mantienen con unos errores inferiores al 1% respecto al valor observado de cada año, excepto en 1986. Por ello, ambas predicciones, intramuestral y extramuestral, excepto en 1986, presentan errores por debajo del 1,5% permitido por la banda objetivo impuesto por la autoridad monetaria.
En términos desagregados el comportamiento en valores nominales, salvo años aislados, es bastante aceptable en el sentido que se mantienen los errores por debajo del 1,5%, estando en la mayoría de las observaciones por debajo del 1% y en especial durante los últimos años, tanto en M2 como en ALM. Las predicciones extramuestrales también tienen una senda tolerable siguiendo el criterio de las autoridades monetarias, puesto que para los cuatro años de ejercicio de predicción, tanto en M2 como en ALM, se cumple la banda objetivo excepto para 1986.
En el año 1986 se empieza a primar la Deuda Pública a largo plazo, que no es un componente de ALM, ante la ausencia de un instrumento «ortodoxo» de financiación a corto plazo. (La opacidad u obligatoriedad de los Pagarés del Tesoro hacía que su rendimiento estuviera por debajo del de mercado). En 1987 aparecen las Letras del Tesoro, que ya cumplen ese papel. El hecho de que para 1986 el error que se comete en la predicción —169→ intramuestral (1,02%) sea significativamente menor que en la extramuestral (5,34%) indica que el cambio en los coeficientes a corto plazo que se ha mencionado anteriormente recoge los efectos de estos desplazamientos que asignamos a los cambios en la estrategia de financiación del déficit público.
La descomposición de ALP en sus componentes permite un seguimiento de agregados más homogéneos. La predicción del agregado como suma de M2 y ALM es aceptable aunque con las lagunas mencionadas.
Una vía alternativa sería la de encontrar una especificación para el agregado ALP, a partir de las especificaciones desagregadas de M2 y ALM.
Así, obtendríamos la ecuación para ALP que presentamos en el cuadro A25. En cierto modo es una especificación de ALP «tradicional», dependiendo a largo plazo de la demanda interna, la tasa de inflación y una variable ficticia de innovaciones financieras y, a corto plazo, de los cambios y aceleraciones de estas variables. El tipo de interés sólo entra a corto plazo. Además, resulta interesante destacar que es el tipo de interés de ALM y no el alternativo (rendimiento interno de las obligaciones y tipo de la Deuda Pública) el que aparece como significativo lo cual sugiere que, en presencia de una subida en los tipos habría una recomposición de ALP entre M2 y ALM, a la vez que un desplazamiento a activos menos líquidos.
Si comparamos los coeficientes obtenidos de la estimación directa con los de las ecuaciones desagregadas observamos que, a largo plazo, aparecen como significativas una mezcla de las variables del enfoque desagregado: demanda interna (variable de escala de M2) y tasa de inflación (variable coste de oportunidad de ALM) además de las innovaciones financieras (que afectaban a M2, pero no a ALM). Con respecto al primer caso es probablemente debido a la existencia de multicolinealidad entre demanda interna y riqueza, dado que el coeficiente de la demanda interna es mayor para el agregado ALP que lo que era para M2. La desaparición del tipo de interés se podría explicar porque juega un papel positivo en un caso y negativo en el otro. Por último, que las innovaciones financieras aparezcan en M2 y no en ALM sugiere que son innovaciones que disminuyen los costes de transacción más que cambios en la estructura de tipos o aparición de nuevos instrumentos de ahorro. En cuanto a la relación de cointegración entre ALP (en términos reales) y demanda interna, inflación e innovaciones financieras es más dudosa. La presentamos a efectos de comparación con el enfoque desagregado.
—170→
En lo que se refiere a las variables de corto plazo destaca la elasticidad unitaria de ALP con respecto a cambios en la demanda interna. También debe mencionarse que el efecto de los tipos de interés aparece con signo negativo, tal y como se esperaría en una función de demanda de dinero «tradicional», lo cual indica que a corto plazo el efecto sobre M2 domina al efecto sobre ALM, que era positivo. La tasa de inflación, que no aparecía en M2, aparece con signo negativo, reflejando el coste de oportunidad del dinero como depósito de valor (los activos reales) y, tal como se esperaba, —171→ con un coeficiente menor que en la ecuación de ALM. Por otra parte, el mecanismo de corrección de error indica una velocidad de ajuste lenta más cercana a la de ALM que a la de M2.
Por último, es de destacar la constancia de los parámetros en la estimación hasta 1984 y 1989. Ello parece indicar que la variable ficticia de innovaciones financiera recoge de forma completa todo el «desplazamiento» de la demanda de ALM habido a partir de ese año.
Una de las implicaciones de esta constancia de los parámetros es la capacidad predictiva extramuestral de la ecuación agregada estimada directamente comparada con la agregación no invalida nuestra argumentación a favor del enfoque desagregado, y ello por dos motivos. En primer lugar porque a la especificación de la ecuación agregada no se llega sino a partir de la estimación por separado de ALM y M2. En segundo lugar porque el enfoque agregado oculta la recomposición entre ALM y M2 que debe tener lugar ante cambios en las variables exógenas relevantes. Esto, como quedó expresado en las simulaciones, puede tener implicaciones: una reducción en la tasa de inflación sería consistente con una reducción del ritmo de crecimiento de ALP, tal y como diría la ecuación «tradicional». Sin embargo, el enfoque desagregado añadiría información al sugerir que debe haber una recomposición (aumentar ALM y disminuir M2). Dado que, por otro lado no empeora la capacidad predictiva del enfoque agregado, se podría concluir que con el enfoque desagregado se produce una ganancia en el estudio de la evolución de ALP para la economía española.
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In this paper we present a study of the variables explaining the demand for money in Spain using annual data for 1964-88. We differentiate, according to theoretical models, between money demand for transactions and money as a store of value. Using cointegration analysis we specify both equations as an error correction mechanism. We find domestic absorption, interest rates of liquid assets and a proxy of financial innovations to be the main long term determinants of the former. Wealth and inflation as a measure of the opportunity cost in an economy with few financial instruments, are the long run explanatory variables of the latter. Simulations of the model suggest that monetary control may require changes in the composition of the aggregate rather than just changes in the level.