Introducción
La hipótesis del ingreso absoluto establece que el elemento más importante de la explicación del consumo privado es el ingreso corriente, con propensiones marginales y medias que en combinación generan una elasticidad ingreso igual o menor a la unidad. Algunos planteamientos poskeynesianos establecen que el ingreso corriente es el principal factor explicativo del consumo y que, en segundo plano, influyen factores como el ahorro, los créditos, las tasas de interés, los precios relativos y el tipo de cambio real (Lavoie, 1994; Lavoie, 1994b); desde el punto de vista empírico, lo esperado serían elasticidades ingresos mayores a las de los otros factores explicativos. En el otro sentido, con la teoría del ingreso permanente, Friedman (1957) plantea que el consumo no depende del ingreso corriente sino de los ingresos permanentes y transitorios, y de este último se ha identificado lo que se llama la “sensibilidad excesiva” del consumo al ingreso transitorio. Campbell y Mankiw (1989) explican que esta se presenta cuando los hogares tienen problemas de liquidez y su patrón de consumo se vuelve más sensible a modificaciones del ingreso; sobre todo en periodos de crisis económicas.
En nuestra investigación, proponemos el concepto de “sobre-sensibilidad” del consumo a los choques de ingreso con fundamentos poskeynesianos, que se identifica por una elasticidad ingreso corriente de largo plazo mayor a la unidad, combinada con una propensión marginal a consumir mayor a 0.8, que se relacionan con dos escenarios importantes: el primero es cuando la problemática se vincula a la disponibilidad de financiamiento y en especial del consumo (Blundell, et al., 1992); y el segundo, cuando los consumidores consideran cambios de precios relativos o del tipo de cambio real y comparan los precios de productos nacionales e importados (Lavoie, 1994; Lavoie, 1994b). Por otro lado, la mayoría de las investigaciones empíricas sobre México suponen que el consumo y el ingreso tienen una relación de equilibrio, con un comportamiento estable de las propensiones media y marginal, y de la elasticidad ingreso del consumo de largo plazo (Castro, et al., 1997; Ruiz-Galindo y Venegas-Martínez, 2007; Mendoza-González, 2020). Sin embargo, las discusiones sobre regímenes de los comportamientos macroeconómicos -tasas de interés, demanda monetaria, desigualdad económica, etc-, tienen claras implicaciones sobre la posibilidad de relaciones asimétricas entre el consumo y el ingreso corriente (Bunn, et al., 2017; Ludwig, 2015). En términos del análisis econométrico, el planteamiento de las asimetrías considera que los desequilibrios de corto plazo pueden tomar diferentes rutas, distancias y tiempos frente al equilibrio definido por el vector de cointegración (Hansen y Seo, 2002; Seo, 2006; Seo, 2011).
El objetivo principal de esta investigación fue el analizar las sensibilidades y las asimetrías en choques de ingreso sobre el consumo privado y su desagregación en México desde una perspectiva poskeynesiana, donde el consumo se determina por el ingreso corriente, el crédito del consumo y los precios relativos en largo plazo. Para el análisis de la desagregación del consumo privado se consideraron los bienes duraderos, semi-duraderos, no-duraderos nacionales e importados y de los servicios en México, para el periodo de 1995-2017. La metodología que se propone, utiliza relaciones de cointegración para medir las elasticidades ingreso corriente de equilibrio de largo plazo, con diferentes bienes del consumo: nacionales, importados y servicios. Para obtener las elasticidades ingreso corriente de la estimación de vectores de cointegración, con variables exógenas adicionales como el crédito del consumo y el tipo de cambio real, para diferentes equilibrios de largo plazo. Con tales elasticidades ingreso corriente de equilibrio de largo plazo, se analizan la posibilidad de asimetrías de los choques de ingreso de corto plazo con las pruebas de Seo (2006) y Hansen y Seo (2002) de no cointegración, cointegración lineal y cointegración con regímenes múltiples (threshold); para medir las asimetrías de corto plazo se estiman modelos de Vectores de Corrección de Error (VECM) con regímenes múltiples en ajustes de corto plazo (TVECM); y, para analizar la sensibilidad a los choques de ingreso corriente, los modelos TVECM se condicionan con tres posibilidades de elasticidades ingreso de largo plazo.
Este documento consta de: esta introducción; el apartado uno con los aspectos teóricos y analíticos sobre los determinantes del consumo; el apartado dos, donde se presentan las metodologías de cointegración de Johansen y Juselius (1990) y el método de estimación FMOLS sin sesgo de endogeneidad (Phillips & Hansen, 1990; Spanos, 2003) para estimar funciones de consumo con factores explicativos poskeynesianos: ingreso corriente, el crédito del consumo y el tipo de cambio real. Las pruebas de Seo (2006), Hansen y Seo (2002), y la especificación y estimación de los modelos TVECM (Seo, 2011), se utilizan para identificar asimetrías de corto plazo; la parte tres analiza los resultados de la aplicación de la metodología; al final, se presentan las conclusiones generales y la bibliografía.
1. Aspectos analíticos y empíricos sobre la sensibilidad y comportamientos asimétricos del consumo, choques de ingreso
1.1. La sensibilidad al ingreso y los comportamientos asimétricos
La hipótesis del ingreso absoluto establece que la principal fuente de decisión de los consumidores es el ingreso corriente, por lo que la tendencia a cero (uno) de la propensión marginal a consumir implica que el consumo es menos (más) sensible a modificaciones del ingreso. En tanto, la elasticidad del ingreso corriente del consumo que mide la sensibilidad relativa, comienza en cero y puede alcanzar valores mayores a la unidad, de acuerdo con la relación entre la propensión marginal y la propensión media. Cuando la propensión marginal es menor (mayor) a la propensión media, la elasticidad ingreso será menor (mayor) a la unidad; esto implica que cuando se observa una elasticidad unitaria del ingreso significa que las propensiones marginales y media son iguales. La hipótesis de la “sensibilidad excesiva” del ingreso es una regularidad empírica que se deriva de la hipótesis del ingreso permanente (Friedman, 1957), y establece que el ingreso se divide en permanente y transitoria, por lo que los choques de ingreso se suponen no esperados (Jappelli & Pistaferri, 2010) y transitorios (Bayoumi & Sgherri, 2007), y estos últimos provocan un estado de sobre-reacción de los consumidores sobre todo cuando las propensiones marginales y medias son especialmente altas (mayor a 0.8); la tendencia de la elasticidad ingreso transitorio es mayor a la unidad cuando la propensión marginal es relativamente mayor a la propensión media.
En el trabajo de Campbell y Mankiw (1989), se explica que la razón fundamental de esta sensibilidad excesiva son consumidores con problemas de liquidez por su alta propensión marginal a consumir, por lo que cualquier modificación (choque) en los ingresos, en particular en periodos de crisis económicas, modifica sensiblemente el patrón del consumo. En el análisis macroeconómico, las restricciones de liquidez se pueden reducir con una política de liberalización financiera con el aumento de las disposiciones de créditos del consumo (Blundell, et al., 1992). El otro aspecto que disminuye los efectos de la sensibilidad excesiva en las decisiones de los consumidores, son los precios relativos y en especial el tipo de cambio real. Aunque son los micro-fundamentos neoclásicos los que establecen la importancia de los precios relativos en la determinación del patrón del consumo, en la postura poskeynesiana (Lavoie, 1994; Lavoie, 1994b) prevalece la importancia del ingreso corriente y en segundo lugar pueden influir los precios relativos, junto con otros factores explicativos como el ahorro, los créditos, tasas de interés, etc.
En la investigación de Bunn, et al. (2017), se presentan tres predicciones teóricas ligadas a respuestas asimétricas, que igual son consistentes para analizar choques de ingreso corriente en el consumo en una perspectiva poskeynesiana. La primera predicción muestra que cuando los hogares tienen una alta propensión marginal a consumir y acceso imperfecto al mercado de crédito, reducen el consumo más rápido a un choque de ingreso negativo y ajustan lento su nuevo patrón del consumo ante un choque de ingreso positivo. La siguiente predicción es cuando los hogares responden diferente a los choques de ingresos positivos y negativos, dependiendo de su disponibilidad de ahorro. La experiencia de los hogares condiciona una reacción más rápida a situaciones de choques de ingreso negativos, por lo que tienden a disponer de mayores recursos provenientes del ahorro para suavizar el efecto sobre su patrón del consumo. En tanto, el patrón del consumo se ajusta lento y en menor medida, hasta que exista un choque de ingreso positivo, por lo que la tendencia del ahorro es creciente. La última predicción proviene del conocimiento o experiencia de los hogares sobre la ponderación de la observación de la mayor proporción de perdedores, con respecto a ganadores, en los periodos de crecimiento y de crisis económicas, que provoca una respuesta asimétrica del consumo a choques de ingreso corriente.
1.2. Estudios empíricos sobre choques de ingreso
En el estudio de Jappelli y Pistaferri
(2010) se propone un esquema analítico para entender cómo el consumo
responde a los choques de ingreso. Ellos establecen que los consumidores
responden diferente, dependiendo de si los cambios del ingreso son o no
anticipados. Los cambios anticipados pueden suponer ingresos crecientes o
decrecientes, pero en los primeros se pueden anticipar cambios pequeños y
grandes, mientras que en los cambios anticipados de ingresos menores, la
magnitud no es relevante. En el caso de cambios del ingreso no-anticipados, se
pueden dividir en choques permanentes y transitorios, y estos últimos pueden ser
positivos o negativos. También elaboraron un resumen sobre los diferentes
enfoques de las pruebas de hipótesis y, para organizar su discusión, especifican
el crecimiento del consumo
Para medir los efectos de choques de ingreso sobre el consumo se supone una
especificación del proceso estocástico del ingreso en
Aunque, la sensibilidad excesiva puede aparecer por la presencia de las imperfecciones del mercado del crédito, por medio de diferentes tasas de interés y por restricciones del crédito (Hall, 1978; Campbell & Mankiw, 1989), con este enfoque, la mayoría de los estudios empíricos analizan la hipótesis con base en la identificación de choques permanentes y transitorios que se estiman con algún método de descomposición del ingreso, y aplicados a micro-datos. En Krueger y Perri (2011), se plantea la pregunta de si el consumo de los hogares responde a choques de ingreso, por lo que construyen una medida de choques de ingreso laboral de corto y largo plazo para Italia, con una encuesta de hogares en panel de 1987 a 2008. Con la aplicación de modelos con funciones de distribución acumulada, encuentran que, los choques de ingreso laboral tienen modesta persistencia sobre el consumo, y pueden resolver sus problemas de financiamiento con créditos simples y con ahorros no contingentes. Para Ludwig (2015), la reacción del consumo de los hogares a choques transitorios y permanentes del ingreso disponible, depende del tipo del perfil de ingreso de los hogares. Con datos panel para el periodo 1998-2012 de Michigan, ellos encuentran que la respuesta a los choques de ingreso transitorio y permanente son muy diferentes entre hogares pobres y ricos, y concluyen que los hogares pobres en general reaccionan de manera similar a los dos tipos de choques de ingreso. Mientras que Commault (2017), analiza cómo afectan los choques transitorios de ingreso al consumo de los hogares, con una estrategia metodológica para reconciliar los resultados de métodos de experimentos naturales y estimaciones estructurales. Los métodos experimentales mostraron que el consumo responde a variaciones transitorias en el ingreso, tales como reembolso de impuestos o ganancia de lotería; y los métodos estructurales utilizan restricciones teóricas para identificar, que la elasticidad a choques transitorios del consumo aplicado a una muestra de datos es pequeña y no significativa.
Para el caso de la economía mexicana, existe un grupo de investigaciones que han estudiado los determinantes del consumo privado sin ninguna discusión sobre la sensibilidad excesiva al ingreso o efectos asimétricos (Galindo, 1993; Castro, et al., 1997; Ruiz-Galindo y Venegas-Martínez, 2007). Otras investigaciones destacan por el análisis de la durabilidad de los bienes del consumo, como el estudio de Campos y Meléndez (2013) que se enfoca en un análisis del consumo, de acuerdo con la hipótesis del ciclo de vida con funciones semiparamétricas aplicadas a bienes duraderos y no duraderos, y concluye que el consumo se comporta como U invertida que no es explicada por los cambios en la composición del hogar ni por la oferta laboral, y los resultados también sugieren que las restricciones de crédito son importantes para los hogares. En el estudio de Carbajal De Nova y Goicoechea (2014), se estiman elasticidades ingreso y del tipo de cambio real en bienes por durabilidad, nacionales e importados, y demuestra que elasticidades ingreso mayores a la unidad, dependen de la durabilidad de los bienes del consumo.
2. Metodología para analizar la sensibilidad y asimetrías ante los choques de ingreso
2.1. La sensibilidad de largo plazo del consumo a cambios del ingreso corriente
Con la metodológica que proponemos se identifican las dinámicas de corto plazo y
el equilibrio de largo plazo de la sensibilidad del consumo a cambios del
ingreso corriente. La hipótesis del ingreso absoluto se utiliza para definir que
el consumo se determina por el ingreso corriente y los argumentos
poskeynesianos, para incluir en la discusión la importancia del crédito al
consumo vinculado, a la hipótesis de las restricciones de liquidez y liberación
financiera y el tipo de cambio real, para el efecto de los precios relativos
entre bienes nacionales e importados. Para identificar relaciones de largo
plazo, suponemos que el consumo, el ingreso corriente, los créditos del consumo
y los precios relativos cumplen con las condiciones de cointegración definidas
por un vector que se escribe como la ecuación 1; y que una versión restringida con solo el ingreso
corriente como variable explicativa también cumple con estar cointegrado. La
función del consumo se especifica en doble logaritmo, por lo que se obtienen
directamente las elasticidades ingreso corriente, crédito del consumo y tipo de
cambio real; esto implica que la relación entre consumo e ingreso es no-lineal.
Las elasticidades ingreso de las dos especificaciones se identifican como
En términos generales, si se cumple que
Como referencia y para fines comparativos es importante mostrar que, en los
estudios empíricos sobre la determinación del consumo por la teoría del ingreso
permanente (Friedman, 1957), se propone
una descomposición del ingreso corriente en dos partes no observadas,
En contraposición al enfoque de la teoría del ingreso permanente, la existencia
de relaciones de cointegración con fundamentos poskeynesianos que se especifican
en la ecuación 1 y su versión
restringida, implica que el consumo y el ingreso corriente, los créditos y el
tipo de cambio real, se descompongan en comportamientos de largo y de corto
plazo. La parte de largo plazo se define como una tendencia estocástica que
tiene que ser común entre las variables del vector de cointegración, para que
exista una combinación lineal estacionaria y una relación económica de largo
plazo (Kirchgässner y Wolters, 2007). Lo
interesante de esta lectura es que con un enfoque poskeynesiano, las
elasticidades ingreso corriente de cointegración determinan el equilibrio de
largo plazo y miden la sensibilidad del consumo a los cambios del ingreso
corriente, de acuerdo con su tendencia estocástica común o comportamiento de
largo plazo (
De acuerdo con el planteamiento anterior, establecemos las siguientes
predicciones sobre las elasticidades de largo plazo: 1). La elasticidad ingreso
corriente de largo plazo del consumo pueden ser menor, igual o mayor a la
unidad, dependiendo de si la propensión marginal de largo plazo mantiene la
misma relación (menor, igual o mayor) con la propensión media de largo plazo;
2). La sensibilidad del consumo a cambios del ingreso corriente de largo plazo,
Una vez indicado el equilibrio de largo plazo del consumo y el ingreso corriente, lo que se encuentre fuera de equilibrio se identifica como una relación de corto plazo y con componentes cíclicos. La línea gruesa en la figura 1 contiene las combinaciones de niveles del consumo e ingreso de equilibrio, con las elasticidades de largo plazo de la ecuación 1. En tal marco analítico, todos los puntos por arriba y por debajo de la línea gruesa representan niveles de consumo, dado el ingreso corriente que se encuentran fuera del equilibrio de largo plazo y que definimos como relaciones económicas de corto plazo. Los niveles del consumo en desequilibrio pueden deberse a diferentes situaciones, las que donde se muestran en dos tipos de modificaciones o cambios del ingreso corriente: temporal y continuo, que analíticamente sustituyen a los conceptos de transitorio y permanente.
Para analizar la dinámica de los desequilibrios del consumo de corto plazo se utilizan dos puntos de equilibrios de referencias, identificados como E1 y E2; y, cuatro puntos de desequilibrios con dos situaciones del consumo por arriba del equilibrio (A1 y A2) y otros dos por debajo del equilibrio de largo plazo (B1 y B2). El primer caso representado por el punto A1 indica que con el mismo nivel de ingreso corriente se puede obtener un nivel del consumo de equilibrio E1, pero también indica la posibilidad de un nivel del consumo por arriba de equilibrio, que puede ser financiado con un crédito y el patrón del consumo después regresa al nivel de ingreso corriente. En el siguiente escenario, se supone que el ingreso corriente puede aumentar de forma temporal o continua de E1 a E2; esto es, el ingreso corriente puede aumentar por un cambio en el ingreso salarial por un bono de un mes y regresa al nivel de ingreso salarial anterior, o por un bono que se mantiene de manera continua para todos los meses. En el primer caso, el incremento temporal del ingreso corriente provoca que el consumo correspondiente aumente hasta el punto A2 y tienda a reducirse hasta encontrar nuevamente el nivel del consumo de largo plazo en E1; mientras con el nuevo nivel de ingreso laboral, el consumo en E1 puede aumentar hasta E2 sobre la línea de equilibrio de largo plazo.
En el mismo esquema, donde el incremento del ingreso corriente es temporal, pero se transforma en un ingreso con dinámica continua, entonces se observa una sobre-reacción del consumo identificado en A2 y posterior una tendencia hacia el nuevo equilibrio del consumo de largo plazo identificado por E2. Los puntos (B1 y B2) nos permiten analizar los efectos de una reducción del ingreso sobre el consumo en el corto y largo plazo. En el caso de una reducción temporal del ingreso corriente E2 a E1, el nivel del consumo se puede contraer hasta el punto de equilibrio E1, o puede disminuir hasta el punto B1 de sobre-reacción del consumo, en el corto plazo, y recorrer distancias diferentes camino al nivel del consumo de equilibrio inicial en E2. Pero si la reducción del ingreso corriente tiene un comportamiento continuo, el punto B1 de sobre-reacción del consumo tiene una ruta de regreso al equilibrio mayor que la que sigue el consumo en E2 hacia el nuevo equilibrio de largo plazo en E1. El consumo de corto plazo en el punto B2 indica una disminución temporal del ingreso, que reduce el nivel de consumo por debajo del equilibrio y regreso al equilibrio inicial en E2. Pero si la reducción temporal se convierte en un proceso continuo, entonces el consumo se dirige al nuevo equilibrio E1, y la distancia es mayor que si sigue la ruta directa del punto de equilibrio E2 hacia E1.
2.2. La sensibilidad de corto plazo del consumo ante cambios del ingreso corriente
El análisis de las trayectorias del consumo de corto plazo hacia el consumo de
equilibrio de largo es relevante para entender la vinculación entre las
sensibilidades ingreso del consumo de corto plazo y largo plazo, y sobre todo
para formalizar las relaciones económicas de corto y largo plazo, representadas
por las elasticidades ingreso corriente. Como se estableció, las elasticidades
ingreso de equilibrio de largo plazo
En la ecuación 2, se presentan la
especificación del modelo de corrección de error (mce), con la primera
diferencia (
Las elasticidades ingreso de corto plazo cumplen las mismas condiciones que las
de largo plazo, en términos de sobre-sensibilidad
2.3. Sensibilidades asimétricas de corto plazo a cambios del ingreso corriente
La elasticidad ingreso de corto plazo depende del parámetro de ajuste al
equilibrio y de la elasticidad de largo plazo que se obtienen de estimar el
modelo de corrección de error, con rezagos de las primeras diferencias del
consumo y las variables exógenas. Pero, cuando se consideran más de un parámetro
de ajuste al equilibrio
El análisis anterior sobre la elasticidad ingreso de corto plazo supone que
existe una elasticidad ingreso de largo plazo, -se tiene la posibilidad de una
elasticidad ingreso de largo plazo sin crédito al consumidor y tipo de cambio
real
donde el vector de cointegración definido por la ecuación 1 se escribe como
Para analizar el caso de desequilibrios muy cercanos (por arriba y debajo) de la
relación de largo plazo, se añade un nuevo régimen
2.4. Estadísticos de pruebas para cointegración threshold-VECM (TVECM)
De acuerdo con la estimación de un modelo vector de corrección de error bivariado
con regímenes (TVECM), se han diseñado estadísticos para
contrastar dos pruebas de cointegración (cointegración-threshold): 1)
cointegración lineal versus cointegración-threshold; y, 2) no cointegración
versus cointegración-threshold, las cuales se usarán para concluir si existe la
evidencia de dos parámetros de ajuste al equilibrio, relativamente distintos,
2.5. Datos y análisis exploratorio del consumo privado e ingreso
Los datos para las variables del consumo, el ingreso corriente, los créditos del consumo y el tipo de cambio real provienen del INEGI y Banxico. El consumo se mide con los índices del volumen físico mensual del consumo privado, bienes duraderos, semi-duraderos, no-duraderos y servicios de origen nacional, y bienes duraderos, semi-duraderos y no duraderos de origen importados con año base 2013=100, para el periodo enero de 1995 a septiembre de 2017. Como un buen indicador del pib (Elizondo, 2019) y del ingreso corriente, se utiliza el indicador global de actividades económicas (igae) con año base 2013=1001; el crédito del consumo (cre) es la suma de los créditos de la banca comercial otorgados con tarjetas de crédito, para bienes del consumo duradero y otros, que originalmente se obtuvieron en saldos a millones de pesos, se transformaron a precios de 2013 con el inpc y en índices base 2013=100. Por último, el índice de tipo de cambio real se mide con el tipo de cambio nominal pesos por dólar, ponderado con una canasta de índices de precios al consumidor con respecto a 111 países (Banxico).
Para analizar las tendencias de las propensiones media y marginal en el periodo de análisis, se calculó primero la propensión media como el consumo privado entre el PIB a precios constantes de 2013; en segundo lugar, se suponen tres tipos de elasticidades ingreso para analizar el caso de sensibilidad baja (0.85), unitaria (1.0) y de sobre-sensibilidad (1.28) del consumo privado a modificaciones del ingreso corriente; y, por último, se estiman las propensiones marginales correspondientes. El escenario básico es cuando la elasticidad ingreso es la unidad y, por tanto, la propensión marginal es igual a la propensión media. El crecimiento acelerado de la propensión media -a partir de 1995- muestra claramente el cumplimiento sobre la predicción de mayor consumismo por la apertura comercial (Arrau & Oks, 1992); se alcanza el máximo en el periodo previo a la crisis de 2009 y, posterior a ella, se observa una tendencia decreciente. En este escenario, no se observa una situación de sensibilidad del consumo privado a cambios del ingreso, combinada con propensiones media y marginal relativamente altas, como las que se muestran en la figura 3, que se mantienen en el rango de 0.6 a 0.7. Es claro que en el escenario alternativo, donde se supone una elasticidad ingreso menor a la unidad (0.85), el riesgo de una propensión marginal relativamente alta se descarta. Sin embargo, el tercer escenario con una elasticidad ingreso mayor a la unidad (1.28), muestra claramente cómo la propensión marginal a consumir, se encuentra en una zona de “riesgo” entre 0.8 y 0.9, lo cual indicaría sobre-sensibilidad de los consumidores a choques de ingreso de corto plazo, en el periodo de apertura comercial.
Con el análisis exploratorio de regresiones con doble logaritmo y diagramas de dispersión (fig. 4), resalta la posibilidad de un escenario de sobre-sensibilidad de la función consumo privado, por la presencia de una elasticidad ingreso mayor a la unidad (1.15) que implica una propensión marginal a consumir, mayor a la propensión media y una nueva frontera máxima de 0.8 en el periodo 2002-2008, con un patrón de riesgo del consumo con alta sensibilidad a choques de ingreso (Campbell & Mankiw, 1989), previo a la crisis de 2009 en la economía mexicana. Este resultado contrasta con la elasticidad ingreso unitaria encontrada por otros estudios (Galindo, 1993; Castro, et al., 1997; Ruiz-Galindo y Venegas-Martínez, 2007), con datos para periodos distintos, previos a las crisis de 1995 y de ajuste económico de 2001 y donde, en muchos casos, el consumo privado depende solo del ingreso corriente.
En el caso del consumo de bienes desagregado por durabilidad y de procedencia interno o importado, algunas de las predicciones indican que las regularidades esperadas son bienes del consumo de mayor durabilidad con tendencia a mayor sensibilidad a los choques de ingreso y a que los bienes del consumo de producción interna mantengan una elasticidad ingreso menor, en comparación con los importados; sobre todo, en el marco de apertura comercial (Mallick y Mohsin, 2016; Carbajal De Nova y Goicoechea, 2014). El diagrama y la regresión estimada muestran que la elasticidad ingreso del consumo de servicios, es muy parecida a la del consumo privado (figura 4). Pero cuando se analizan los bienes del consumo por su durabilidad, los resultados muestran elasticidades ingreso más altas en los bienes durables producidos internamente o importados. En particular, los bienes semi-duraderos nacionales tienden a no cumplir con tal predicción, dado que su elasticidad ingreso es menor a los bienes no-duraderos; resalta la mayor dispersión alrededor de la línea de regresión que se muestra en el diagrama de dispersión correspondiente, en la figura 4. La segunda predicción también se cumple al comparar que las elasticidades ingreso de los bienes del consumo de producción interna están en el rango de 0.7 a 1.5 por durabilidad, mientras que las elasticidades ingreso de los bienes importados se estimaron entre 2.7 y 4.5, también ordenadas por su durabilidad. Es importante mencionar que esperamos confirmar estas predicciones con los resultados de la aplicación de la metodología, y ponderarlas cuando se incluyan los factores explicativos de los créditos del consumo y el tipo de cambio real. En el primer caso, debido a que la liberación financiera provocó el aumento del crédito del consumo a partir de la década del 2000 en México (Miller, 2013; de la Cruz y Alcántara, 2011) y, como consecuencia, se aceleró la compra de bienes no-duraderos y duraderos, nacional e importados. Mientras que la apertura comercial influyó para que la demanda de bienes importados y de producción interna, que dependen de insumos y bienes de capital importados, se volvieran más sensibles al tipo de cambio (Mendoza-González, 2020; Castro, et al., 1997).
3. Resultados
En esta parte, se presentan los resultados de la aplicación de la metodología econométrica en tres fases: en la primera, se aplica el análisis de integración para identificar el orden de integración de todas las variables exógenas del consumo privado y de las variables explicativas; en la segunda fase, se utiliza la metodología de (Johansen & Juselius, 1990) para probar que los distintos bienes del consumo y las variables exógenas representan relaciones de largo plazo con solo un vector de cointegración, y se estiman funciones del consumo de largo plazo sin sesgo de endogeneidad (Spanos, 2003) de las variables ingreso corriente, crédito del consumo y tipo de cambio real con el método de estimación FMOLS (Phillips & Hansen, 1990; Saikkonen, 1991); y, finalmente se analiza la dinámica de las elasticidades de corto plazo con regímenes múltiples con base en las pruebas bivariadas de Seo (2006), para la hipótesis nula de no cointegración y alternativa de cointegración-threshold, y la Hansen-Seo (2002) para la hipótesis nula cointegración lineal con respecto a cointegración-threshold, y se estiman modelos con múltiples regímenes tipo TVECM (Seo, 2011; Stigler, 2013).
3.1. Análisis de integración
Para el análisis de integración se aplicaron las pruebas de raíz unitaria
Dickey-Fuller aumentada -ADF- (Dickey y Fuller,
1979; Dickey y Fuller, 1981),
Philips-Perron -PP- (Phillips y Perron,
1988), Elliott, Rothenberg y Stock -ERS- (Elliott, et al., 1996) y para estacionariedad de
Kwiatkowski, Phillips, Schmidt y Shin -KPSS- (Kwiatkowski, et al., 1992). a las variables en logaritmo para el
consumo privado y su desagregación, y las variables ingreso corriente, crédito
al consumidor y el tipo de cambio real. Los tres primeros estadísticos se
utilizan para analizar la hipótesis nula de raíz unitaria y con el estadístico
KPSS la hipótesis nula de estacionariedad. Los resultados de la aplicación de
las pruebas que se presentan en el cuadro
1, muestran que el consumo privado, el consumo de servicios, los
bienes duraderos, semi-duraderos y no-duraderos nacionales e importados, son
estacionarios con la primera diferencia del logaritmo de la variable, por lo que
tienen un orden de integración igual a uno,
3.2. Análisis de cointegración de Johasen y Juselius con VECM
La metodología de Johasen y Juselius -JJ- (Johansen & Juselius, 1990) utiliza un
VECM para estimar los parámetros de ajuste (
Variables | ADF | V. crítico | PP | V. crítico | ERS | V. crítico | KPSS | V. crítico |
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
Consumo privado agregado | ||||||||
Total (cpt) | -2.57 | -3.42 | -5.95 | -3.42 | -1.38 | -2.89 | 0.41 | 0.15 |
1er Dif. (cpt) | -4.24 | -43.82 | -3.49 | 0.06 | ||||
Consumo de servicios (csn) | -2.15 | -7.95 | -2.99 | 0.17 | ||||
1er Dif. (csn) | -3.80 | -28.16 | -3.15 | 0.05 | ||||
Bienes duraderos | ||||||||
Nacionales (cp_dur_bn) | -2.74 | -6.03 | -2.98 | 0.23 | ||||
1er Dif. (cp_dur_bn) | -4.92 | -32.98 | -5.46 | 0.08 | ||||
Importados (cp_dur_bi) | -3.15 | -3.76 | -2.45 | 0.38 | ||||
1er Dif. (cp_dur_bi) | -4.99 | -23.59 | -6.03 | 0.04 | ||||
Bienes semi-duraderos | ||||||||
Nacionales (cp_semidur_bn) | -1.85 | -6.63 | -2.48 | 0.23 | ||||
1er Dif. (cp_semidur_bn) | -3.70 | -31.43 | -9.23 | 0.08 | ||||
Importados (cp_semidur_bi) | -2.00 | -5.89 | -3.39 | 0.42 | ||||
1er Dif. (cp_semidur_bi) | -5.36 | -27.96 | -5.53 | 0.05 | ||||
Bienes no-duraderos | ||||||||
Nacionales (cp_nodur_bn) | -2.85 | -5.98 | -0.84 | 0.51 | ||||
1er Dif. (cp_nodur_bn) | -5.65 | -56.03 | -4.35 | 0.04 | ||||
Importados (cp_nodur_bi) | -2.21 | -3.73 | -0.70 | 0.51 | ||||
1er Dif. (cp_nodur_bi) | -5.26 | -46.94 | -10.01 | 0.06 | ||||
Variables explicativas | ||||||||
Índice Global de Actividades | ||||||||
Económicas (igae) | -3.40 | -7.57 | -2.41 | 0.20 | ||||
1er Dif. (igae) | -4.20 | -37.33 | -2.09 | 0.04 | ||||
Crédito al consumo (cre) | -2.78 | -3.10 | -1.12 | 0.22 | ||||
1er Dif. (cre) | -2.18 | -11.19 | -1.72 | 0.35 | ||||
2do Dif. (cre) | -6.88 | -48.04 | -4.49 | 0.04 | ||||
Tipo de cambio real(tcr) | -3.22 | -2.65 | -0.91 | 0.33 | ||||
1er Dif. (tcr) | -5.01 | -14.13 | -7.89 | 0.09 |
Fuente: Elaboración propia con resultados de programación con la librería urca de R
Nota: Para las pruebas ADF, PP y KPSS se utilizaron 12 rezagos, cuatro rezagos para la prueba ERS y variables dicotómicas para incorporar factores estacionales mensuales.
Con los resultados que se presentan en el cuadro
2, de los estadísticos de las pruebas de hipótesis de cointegración
(r=0) y de un solo vector (r<=1), con sus respectivos valores críticos para
la traza y raíz máxima del método JJ, se asegura que el consumo
privado y sus diferentes desagregaciones están cointegrados con el ingreso
corriente, el crédito y el tipo de cambio. Pero no se confirma en todos los
casos un solo vector, esto ocurre únicamente para los bienes duraderos y
semi-duraderos de producción nacional e importados. En el siguiente escenario,
donde se relacionan los consumos con el ingreso corriente y el crédito del
consumo, se constató que la mayoría de los bienes de consumo están cointegrados,
pero no así los bienes duraderos de producción nacional. También se encontró que
los servicios y los bienes no duraderos importados que mantenían más de una
relación de largo plazo, ahora cumplen con un solo vector. Es importante
recordar que la variable del crédito del consumo es de orden de integración 2 y
al combinarse con la variable ingreso (igae) que es de
3.3. Relaciones de equilibrio de largo plazo y la sensibilidad del consumo privado ante los choques de ingreso
Del análisis de integración y de cointegración, se concluyó que el consumo privado y sus diferentes bienes y servicios mantienen relaciones económicas de largo plazo con las variables de ingreso, el crédito del consumo y el tipo de cambio real, pero existe la posibilidad de más de un vector de cointegración. En el escenario de funciones del consumo con el ingreso corriente y una de dos variables -crédito del consumo o tipo de cambio real-, se encontró que la posibilidad de relaciones de largo plazo con un solo vector de cointegración aumenta cuando se incluye el tipo de cambio real. Por último, se detectó que el consumo privado y los servicios son los únicos casos que mantienen una relación de largo plazo con el ingreso corriente y cumplen con la condición de un solo vector. Con tales condiciones de cointegración y la posibilidad de más de un vector de cointegración, se estimaron funciones consumo de largo plazo con posible sesgo de endogeneidad (Spanos, 2003) de las variables ingreso corriente, crédito del consumo y tipo de cambio real con el método de estimación FMOLS (Phillips & Hansen, 1990; Saikkonen, 1991). Las funciones consumo de largo plazo se estimaron con diferentes combinaciones de las variables exógenas, donde la especificación sencilla incluyó al ingreso corriente sin y con constante y tendencia; en el segundo nivel de análisis, se incluyó una variable adicional en combinación con el ingreso corriente, el crédito del consumo o el tipo de cambio real; y, por último, se estimó la especificación general con las tres variables exógenas: ingreso corriente, el crédito del consumo y el tipo de cambio real. Con este procedimiento se contrastaron los resultados de las estimaciones, se estimó el rango de elasticidades ingreso de largo plazo y se midieron los efectos de las variables crédito y del tipo de cambio en la determinación de la sobre-sensibilidad del consumo a modificaciones del ingreso en el largo plazo.
Variables | Traza | Raíz Máxima | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
r = 0 | V. crítico | r <= 1 | V. crítico | r = 0 | V. crítico | r <= 1 | V. crítico | |
Consumo privado agregado | ||||||||
ligae, lcre, ltcr | 124.1 | 63.0 | 60.0 | 42.4 | 64.0 | 31.5 | 37.6 | 25.5 |
ligae, lcre | 95.7 | 42.4 | 33.7 | 25.3 | 62.0 | 25.5 | 22.5 | 19.0 |
ligae, ltcr | 69.7 | 42.4 | 23.8 | 25.3 | 46.0 | 25.5 | 17.4 | 19.0 |
ligae | 52.1 | 25.3 | 11.2 | 12.3 | 40.9 | 19.0 | 11.2 | 12.3 |
Servicios | ||||||||
ligae, lcre, ltcr | 86.2 | 63.0 | 46.9 | 42.4 | 39.3 | 31.5 | 31.5 | 25.5 |
ligae, lcre | 38.6 | 42.4 | 12.9 | 25.3 | 25.7 | 25.5 | 11.5 | 19.0 |
ligae, ltcr | 49.5 | 42.4 | 18.0 | 25.3 | 31.4 | 25.5 | 14.4 | 19.0 |
ligae | 33.2 | 25.3 | 2.6 | 12.3 | 30.6 | 19.0 | 2.6 | 12.3 |
Bienes duraderos nacionales | ||||||||
ligae, lcre, ltcr | 68.9 | 63.0 | 27.0 | 42.4 | 41.9 | 31.5 | 14.6 | 25.5 |
ligae, lcre | 28.6 | 42.4 | 12.6 | 25.3 | 15.9 | 25.5 | 9.5 | 19.0 |
ligae, ltcr | 35.8 | 42.4 | 11.9 | 25.3 | 23.9 | 25.5 | 9.1 | 19.0 |
ligae | 15.6 | 25.3 | 2.8 | 12.3 | 12.8 | 19.0 | 2.8 | 12.3 |
Bienes duraderos importados | ||||||||
ligae, lcre, ltcr | 72.8 | 63.0 | 37.5 | 42.4 | 35.3 | 31.5 | 19.8 | 25.5 |
ligae, lcre | 42.7 | 42.4 | 16.4 | 25.3 | 26.3 | 25.5 | 11.3 | 19.0 |
ligae, ltcr | 44.5 | 42.4 | 21.5 | 25.3 | 23.1 | 25.5 | 15.6 | 19.0 |
ligae | 19.9 | 25.3 | 4.9 | 12.3 | 15.0 | 19.0 | 4.9 | 12.3 |
Bienes semi-duraderos nacionales | ||||||||
ligae, lcre, ltcr | 108.3 | 63.0 | 40.6 | 42.4 | 67.7 | 31.5 | 23.5 | 25.5 |
ligae, lcre | 84.4 | 42.4 | 19.6 | 25.3 | 64.8 | 25.5 | 11.1 | 19.0 |
ligae, ltcr | 57.5 | 42.4 | 22.2 | 25.3 | 35.3 | 25.5 | 16.8 | 19.0 |
ligae | 42.3 | 25.3 | 13.1 | 12.3 | 29.2 | 19.0 | 13.1 | 12.3 |
Bienes semi-duraderos importados | ||||||||
ligae, lcre, ltcr | 72.1 | 63.0 | 34.3 | 42.4 | 37.9 | 31.5 | 15.1 | 25.5 |
ligae, lcre | 45.2 | 42.4 | 18.9 | 25.3 | 26.3 | 25.5 | 13.0 | 19.0 |
ligae, ltcr | 39.1 | 42.4 | 15.6 | 25.3 | 23.5 | 25.5 | 9.4 | 19.0 |
ligae | 18.2 | 25.3 | 5.1 | 12.3 | 13.1 | 19.0 | 5.1 | 12.3 |
Bienes no-duraderos nacionales | ||||||||
ligae, lcre, ltcr | 115.4 | 63.0 | 59.1 | 42.4 | 56.2 | 31.5 | 35.6 | 25.5 |
ligae, lcre | 83.9 | 42.4 | 35.8 | 25.3 | 48.1 | 25.5 | 24.9 | 19.0 |
ligae, ltcr | 79.3 | 42.4 | 27.1 | 25.3 | 52.2 | 25.5 | 19.4 | 19.0 |
ligae | 61.9 | 25.3 | 15.4 | 12.3 | 46.5 | 19.0 | 15.4 | 12.3 |
Bienes no-duraderos importados | ||||||||
ligae, lcre, ltcr | 83.6 | 63.0 | 43.8 | 42.4 | 39.8 | 31.5 | 21.6 | 25.5 |
ligae, lcre | 65.8 | 42.4 | 27.7 | 25.3 | 38.1 | 25.5 | 18.1 | 19.0 |
ligae, ltcr | 47.8 | 42.4 | 24.6 | 25.3 | 23.2 | 25.5 | 17.7 | 19.0 |
ligae | 38.7 | 25.3 | 18.8 | 12.3 | 19.9 | 19.0 | 18.8 | 12.3 |
Fuente: Elaboración propia con resultados de programación con la librería urca de R
Nota: Para todas las pruebas de traza y raíz máxima se utilizaron 12 rezagos, con tendencia lineal y variables dicotómicas para incorporar factores estacionales mensuales.
Con la estimación de las funciones consumo sin constante y sin tendencias, encontramos un resultado que no se había analizado en trabajos previos (Mendoza-González, 2020) y que consiste en una elasticidad ingreso en el rango de 0.92 y 1.02, que puede apoyar la hipótesis de una elasticidad del ingreso unitaria (Campbell & Mankiw, 1989; Mallick & Mohsin, 2016), sin importar la desagregación ni la procedencia (nacional o importada) de los bienes y servicios (cuadro 3). Esta regularidad de una elasticidad ingreso unitaria desaparece cuando en la ecuación con el ingreso corriente se incluye la constante y la tendencia -consistente con el análisis de integración y cointegración. La elasticidad ingreso del consumo privado resultó ser de 1.28 (cuadro 3), lo cual implica que la propensión marginal de largo plazo es más grande que la propensión media, en el rango entre 0.8-0.9 que indica sobre-sensibilidad de los consumidores a los choques de ingreso; lo que es diferente a la elasticidad unitaria estimada o condicionada en otras investigaciones (Ruiz-Galindo & Venegas-Martínez, 2007; Galindo, 1993). También resalta que nuestra estimación de una elasticidad ingreso mayor a la unidad de largo plazo, contrasta con el mismo resultado de González- García (2002) para un periodo determinado (1989-1994), y que fue consecuencia del programa de estabilización y reforma económica a finales de 1987. De acuerdo con las investigaciones de Mendoza-González (2020), Pérez López (2012) y Carbajal De Nova y Goicoechea (2014) se ha mencionado que el consumo privado desagregado reacciona diferente a los cambios del ingreso corriente. La predicción es que los servicios son menos sensibles, y que los bienes con mayor durabilidad y de procedencia importada tienden a ser más sensibles a los choques del ingreso. Los resultados de la tabla 3 muestran que, en efecto, los servicios no son elásticos a cambios del ingreso corriente (0.36), las elasticidades ingreso de los bienes son mayores al promedio nacional (mayor a 1.28), lo cual implica que son más sensibles a los choques de ingreso, y se cumple que los bienes no duraderos como los bienes importados tienen las mayores elasticidades; las elasticidades de los bienes nacionales fluctúan entre 1.68 y 3.08, y de los bienes importados, entre 2.74 y 8.38.
Las especificaciones con ingreso corriente y los créditos del consumo se estimaron para analizar si, al eliminar las restricciones crediticias, se fomenta el consumo privado en general y en especial, en los bienes importados (Campbell & Mankiw, 1989; Lavoie, 1994b; Castillo Ponce, 2003). En nuestra investigación previa (Mendoza-González, 2020), cuando el ingreso corriente y las remesas se incorporan al mismo tiempo, el efecto de los créditos del consumo reduce su importancia en la explicación tanto en el consumo privado en general, como en su desagregación en los servicios y los bienes de producción nacionales e importados. En los resultados del cuadro 3, la elasticidad del crédito del consumo fluctúa entre 0.03 y 0.18 que significa la importancia relativa en la explicación del consumo privado, en mayor medida en los bienes duraderos y principalmente importados. La combinación de ingreso corriente y créditos del consumo no modifican de forma relevante la elasticidad ingreso con respecto a la especificación con el ingreso corriente.
Con la segunda especificación que combina el ingreso corriente con el tipo de cambio real, lo que se espera son resultados consistentes con los que se encontraron en otras investigaciones donde las variaciones del tipo de cambio real aumentaron su importancia en la explicación de las tendencias del consumo privado y bienes importados, sobre todo con la apertura comercial (Castro, et al., 1997; Carbajal De Nova y Goicoechea, 2014). En los estudios de Campbell y Mankiw (1989) y Mallick y Mohsin (2016) se establece que el tipo de cambio o precios relativos afectan principalmente en los bienes de mayor durabilidad. En los resultados de nuestras estimaciones, se muestra que el tipo de cambio real es más importante que los créditos del consumo en la explicación del consumo privado y en especial en los bienes no-duraderos, de producción nacional e importados, aunque fueron relevantes en la explicación de los bienes duraderos importados (cuadro 3). También encontramos que en el tipo de cambio real se reduce la elasticidad ingreso corriente; de sobre-sensibilidad a no-elástico en el caso del consumo privado y los bienes no-duraderos, y de reducción de la elasticidad ingreso de 8.38 a 4.36 en los bienes duraderos importados.
La última especificación combina las variables exógenas del ingreso corriente, los créditos del consumo y el tipo de cambio real. Los resultados encontrados son prácticamente los mismos que los dos escenarios anteriores, con el efecto pequeño de los créditos y mayor del tipo de cambio real en la explicación del consumo privado agregado, en los bienes no-duraderos nacionales e importados, y en los bienes duraderos importados. Con la combinación de las dos variables se observa la tendencia de la elasticidad ingreso a reducirse, de la sobre-sensibilidad a una elasticidad unitaria en el consumo privado y los bienes del consumo no-duraderos nacionales y de reducción de las elasticidades ingreso a la mitad en los bienes no-duraderos y duraderos importados; ver cuadro 3.
Variables exógenas | Consumo privado | Servicios | ||||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
ligae | 1.00 | 1.28 | 1.26 | 0.91 | 0.98 | 0.99 | 0.36 | 0.39 | 0.49 | 0.49 |
Pr(|t|>0) | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 |
lcre | 0.03 | 0.04 | 0.01 | 0.00 | ||||||
Pr(|t|>0) | 0.01 | 0.00 | 0.40 | 0.82 | ||||||
ltcr | -0.13 | -0.15 | 0.05 | 0.06 | ||||||
Pr(|t|>0) | 0.01 | 0.00 | 0.03 | 0.01 | ||||||
Constante | -1.20 | -1.49 | 0.89 | 0.21 | 2.59 | 2.42 | 1.83 | 1.76 | ||
Pr(|t|>0) | 0.12 | 0.02 | 0.28 | 0.72 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | ||
Tendencia | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | ||
Pr(|t|>0) | 0.49 | 0.05 | 0.22 | 0.57 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | ||
Bienes duraderos nacionales | Bienes duraderos importados | |||||||||
ligae | 1.00 | 3.08 | 2.49 | 2.67 | 2.49 | 0.92 | 8.38 | 7.31 | 4.36 | 4.68 |
Pr(|t|>0) | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 |
lcre | -0.06 | -0.07 | 0.11 | 0.20 | ||||||
Pr(|t|>0) | 0.02 | 0.02 | 0.23 | 0.01 | ||||||
ltcr | -0.15 | 0.00 | -1.44 | -1.46 | ||||||
Pr(|t|>0) | 0.10 | 0.99 | 0.00 | 0.00 | ||||||
Constante | -8.87 | -5.70 | -6.49 | -5.62 | -32.28 | -28.97 | -9.09 | -12.53 | ||
Pr(|t|>0) | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.04 | 0.00 | ||
Tendencia | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | -0.01 | -0.01 | 0.00 | 0.00 | ||
Pr(|t|>0) | 0.00 | 0.03 | 0.00 | 0.05 | 0.00 | 0.00 | 0.84 | 0.07 | ||
Bienes semi-duraderos nacionales | Bienes semi-duraderos importados | |||||||||
ligae | 1.00 | 1.74 | 1.37 | 2.10 | 1.90 | 0.92 | 2.74 | 2.44 | 1.06 | 1.26 |
Pr(|t|>0) | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.02 | 0.00 |
lcre | -0.11 | -0.13 | 0.10 | 0.12 | ||||||
Pr(|t|>0) | 0.00 | 0.00 | 0.04 | 0.00 | ||||||
ltcr | 0.14 | 0.30 | -0.57 | -0.63 | ||||||
Pr(|t|>0) | 0.21 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | ||||||
Constante | -2.98 | -0.26 | -5.12 | -3.59 | -8.44 | -8.21 | 1.12 | -0.86 | ||
Pr(|t|>0) | 0.05 | 0.85 | 0.01 | 0.01 | 0.00 | 0.00 | 0.61 | 0.62 | ||
Tendencia | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.01 | 0.00 | ||
Pr(|t|>0) | 0.00 | 0.80 | 0.00 | 0.11 | 0.08 | 0.23 | 0.00 | 0.00 | ||
Bienes no-duraderos nacionales | Bienes no-duraderos importados | |||||||||
ligae | 1.02 | 1.68 | 1.74 | 0.82 | 0.99 | 0.97 | 3.85 | 3.78 | 0.89 | 1.28 |
Pr(|t|>0) | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.04 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.28 | 0.01 |
lcre | 0.08 | 0.10 | 0.18 | 0.24 | ||||||
Pr(|t|>0) | 0.03 | 0.00 | 0.04 | 0.00 | ||||||
ltcr | -0.30 | -0.38 | -1.03 | -1.21 | ||||||
Pr(|t|>0) | 0.01 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | ||||||
Constante | -2.67 | -3.81 | 2.24 | 0.74 | -12.56 | -14.20 | 4.39 | 0.93 | ||
Pr(|t|>0) | 0.15 | 0.03 | 0.25 | 0.61 | 0.01 | 0.00 | 0.28 | 0.71 | ||
Tendencia | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | ||
Pr(|t|>0) | 0.04 | 0.00 | 0.78 | 0.02 | 0.31 | 0.04 | 0.05 | 0.99 |
Fuente: Elaboración propia con resultados de programación con librería cointReg de R
Nota: Todas las estimaciones fueron con constante y tendencia lineal, y variables dicotómicas para incorporar factores estacionales mensuales; para el cálculo de la varianza de largo plazo se utiliza un Bartlett kernel y la opción Andrews para el bandwidth.
3.4. Dinámica de corto con regímenes múltiples de ajuste a equilibrios de largo por choques de ingreso
Para identificar la dinámica de las elasticidades de corto plazo con regímenes múltiples, se aplicaron las pruebas bivariadas de Seo (2006) para la hipótesis nula de no-cointegración y alternativa cointegración-threshold, y la de Hansen-Seo (2002) para la hipótesis nula cointegración-lineal con respecto a la hipótesis alternativa de cointegración-threshold. Para la prueba Seo (2006), se utilizó el vector de cointegración del consumo-ingreso corriente con constante y tendencia estimada con el método FMOLS (cuadro 3). Mientras que en la prueba de Hansen-Seo (2002), se utiliza el vector de cointegración del consumo y el ingreso que fue estimado con un VECM lineal (Seo, 2011; Stigler, 2013). Los resultados de las estimaciones de las pruebas de Seo (2006), como se esperaba, indican que se acepta la hipótesis nula de no-cointegración con respecto a la hipótesis alternativa de cointegración-threshold, que es una regularidad que existe (cuadro 4). Sin embargo, con las pruebas de cointegración JJ y la estimación FMOLS se garantiza la existencia de vectores de cointegración con el supuesto de dinámica simétrica de elasticidades ingreso de corto plazo. Los resultados de la prueba Hansen-Seo (2002), sobre el supuesto de elasticidades ingreso de corto plazo con dinámica simétrica con respecto a las asimétricas, muestran evidencia de cointegración-threshold o elasticidades ingreso de corto plazo con dinámica asimétrica para el consumo privado, servicios, bienes semi-duraderos y no-duraderos; como las probabilidades asociadas al estadístico sup-LM fueron mayor a 0.10, no existe evidencia de comportamientos asimétricos en el caso de los bienes duraderos nacionales e importados.
Las consideraciones que se definieron en los escenarios para estimar los
parámetros de ajuste al equilibrio de largo plazo, los parámetros betas y el
análisis de los comportamientos asimétricos de las elasticidades de corto plazo,
fueron: 1) los modelos threshold-VECM (TVECM)
bivariados que utilizamos, suponen relaciones de cointegración conocidas, por
eso, para el escenario básico, utilizamos las elasticidades ingreso de largo
plazo del consumo solo en función del ingreso corriente, estimadas con el método
FMOLS; por ejemplo, la elasticidad ingreso corriente para
el consumo privado fue 1.28, que es el resultado de la segunda columna del cuadro 3; 2) en el mismo escenario básico,
se supone que las asimetrías se derivan para diferenciar los desequilibrios por
debajo y por arriba como regímenes de la función consumo de largo plazo (
Pruebas Seo (2006): No cointegración versus contegración threshold | Pruebas Hansen y Seo (2002): cointegración lineal versus contegración threshold | |||||
---|---|---|---|---|---|---|
Relación consumo-ingreso corriente | Estadístico sup-Wald | P. Value (100 bootstrap) | Estadístico sup-LM | P. Value (100 bootstrap) | Max-threshold value | |
Consumo privado | ||||||
Total (cpt) | 19.04 | 1.00 | 71.94 | 0.03 | 0.00 | |
Servicios nacionales (csn) | 22.41 | 0.73 | 90.64 | 0.00 | -0.04 | |
Bienes duraderos | ||||||
Nacionales (cp_dur_bn) | 15.75 | 1.00 | 64.35 | 0.29 | -0.03 | |
Importados (cp_dur_bi) | 15.06 | 1.00 | 66.12 | 0.17 | -0.61 | |
Bienes semi-duraderos | ||||||
Nacionales (cp_semidur_bn) | 29.64 | 0.97 | 80.67 | 0.00 | 0.02 | |
Importados (cp_semidur_bi) | 22.89 | 1.00 | 78.64 | 0.00 | -0.47 | |
Bienes no-duraderos | ||||||
Nacionales (cp_nodur_bn) | 19.12 | 1.00 | 88.98 | 0.00 | 0.09 | |
Importados (cp_nodur_bi) | 11.49 | 1.00 | 72.68 | 0.07 | -0.08 |
Fuente: Elaboración propia con resultados de programación con librería TsDyn de R
Nota: En la prueba Seo (2006) se aplica un trimming de 10% y el vector de cointegración consumo-ingreso de la estimación FMOLS de la tabla 3; la prueba Hansen-Seo (2002) se aplicó con constante y se utiliza el vector de cointegración del VECM lineal y variables dicotómicas para incorporar factores estacionales mensuales.
Para el análisis del consumo privado, se utilizó la elasticidad
ingreso de largo plazo 1.28 que supone una propensión marginal a consumir mayor
que la propensión media y con valores entre 0.8 y 0.9 que indican posibles
riesgos en las decisiones de largo plazo a choques de ingreso. Los resultados
del escenario, con dos regímenes estimados con el mismo modelo
TVECM, muestran parámetros de ajuste al equilibrio
Los bienes duraderos son los más sensibles a los choques de ingreso en el largo plazo, en especial los bienes importados tienen las elasticidades ingreso más altas en los escenarios con las tres variables exógenas: del ingreso corriente, créditos del consumo y el tipo de cambio real. Para el escenario básico, las elasticidades ingreso de los bienes duraderos nacionales e importados resultaron de 3.08 y 8.38 (ver cuadros 3 y 6), pero los parámetros de ajuste fueron ligeramente mayores, las elasticidades ingreso de corto plazo, con signo positivo y muy cercanas a la unidad, en los bienes nacionales y cero en los bienes importados. En el escenario con dos regímenes estimados con diferentes TVECM, los resultados muestran una tendencia hacia la prevalencia del escenario bajo, con parámetros de ajuste con equilibrios altos y elasticidades ingreso de corto plazo, con signo positivo y cercanos a la unidad para los bienes nacionales, y resultados inestables en el escenario alto, para los dos tipos de bienes. Los resultados son inconsistentes cuando se suponen tres regímenes debido a que los parámetros de ajuste a equilibrio son positivos, no-significativos o en términos absolutos mayor a uno, por lo que no resulta relevante este escenario para los bienes duraderos, nacionales e importados (ver cuadro 6).
Funciones consumo | Sin variable exógena | Crédito del consumo | Crédito del consumo y tipo de cambio real | |||
---|---|---|---|---|---|---|
Consumo privado | Servicios | Consumo privado | Servicios | Consumo privado | Servicios | |
Modelos con dos regímenes en ajuste de equilibrio e idéntico VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -1.28) | (1, -0.36) | (1, -1.26) | (1, -0.39) | (1, -0.98) | (1, -0.49) |
VC (γ bajo (L)) | -0.21 | -0.16 | 0.04 | -0.06 | -0.05 | -0.16 |
P. Value | 0.00 | 0.00 | 0.58 | 0.18 | 0.39 | 0.00 |
VC (γ alto (H)) | -0.22 | -0.16 | 0.05 | -0.06 | -0.10 | -0.16 |
P. Value | 0.00 | 0.00 | 0.50 | 0.18 | 0.03 | 0.00 |
β1 | -0.05 | 0.04 | -0.07 | 0.08 | -0.07 | 0.04 |
P. Value | 0.72 | 0.27 | 0.60 | 0.05 | 0.58 | 0.40 |
Elast. corto plazo (L) | 0.22 | 0.10 | -0.12 | 0.10 | -0.02 | 0.11 |
Elast. corto plazo (H) | 0.23 | 0.10 | -0.13 | 0.10 | 0.03 | 0.11 |
Porcentaje por régimen | 0.81, 0.18 | 0.87, 0.12 | 0.47, 0.52 | 0.14, 0.85 | 0.69, 0.30 | 0.87, 0.12 |
Modelos con dos regímenes en ajuste de equilibrio y diferentes VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -1.28) | (1, -0.36) | (1, -1.26) | (1, -0.39) | (1, -0.98) | (1, -0.49) |
VC (γ bajo (L)) | -0.19 | -0.23 | -0.19 | -0.17 | -0.14 | -0.11 |
P. Value | 0.03 | 0.00 | 0.02 | 0.09 | 0.03 | 0.19 |
β1 | -0.25 | -0.12 | -0.27 | -0.12 | -0.42 | -0.11 |
P. Value | 0.12 | 0.03 | 0.08 | 0.06 | 0.00 | 0.07 |
Elast. corto plazo (L) | -0.01 | -0.03 | -0.03 | -0.06 | -0.29 | -0.06 |
VC (γ alto (H)) | 0.30 | -0.04 | 0.35 | -0.06 | -0.15 | -0.07 |
P. Value | 0.06 | 0.51 | 0.08 | 0.23 | 0.59 | 0.21 |
β1 | 0.17 | 0.16 | 0.30 | 0.16 | 0.47 | 0.16 |
P. Value | 0.45 | 0.02 | 0.24 | 0.01 | 0.05 | 0.01 |
Elast. corto plazo (H) | -0.21 | 0.17 | -0.14 | 0.18 | 0.62 | 0.20 |
Porcentaje por régimen | 0.63, 0.36 | 0.63, 0.36 | 0.66, 0.33 | 0.53, 0.46 | 0.7, 0.3 | 0.55, 0.44 |
Modelos con tres regímenes en ajuste de equilibrio y diferentes VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -1.28) | (1, -0.36) | (1, -1.26) | (1, -0.39) | (1, -0.98) | (1, -0.49) |
VC (γ bajo (L)) | -0.17 | -0.22 | -0.19 | -0.20 | -0.13 | -0.11 |
P. Value | 0.62 | 0.00 | 0.01 | 0.00 | 0.02 | 0.14 |
β1 | -0.89 | -0.14 | -0.27 | -0.13 | -0.41 | -0.11 |
P. Value | 0.06 | 0.01 | 0.07 | 0.01 | 0.00 | 0.05 |
Elast. corto plazo (L) | -0.67 | -0.06 | -0.03 | -0.05 | -0.28 | -0.06 |
VC (γ medio (M)) | -0.17 | -8.87 | 0.58 | -15.21 | -6.45 | 0.07 |
P. Value | 0.37 | 0.00 | 0.38 | 0.01 | 0.15 | 0.93 |
β1 | -0.10 | 0.87 | 0.39 | 0.07 | 2.20 | -0.96 |
P. Value | 0.64 | 0.03 | 0.28 | 0.90 | 0.02 | 0.04 |
Elast. corto plazo (M) | 0.12 | 4.07 | -0.34 | 6.01 | 8.52 | -0.99 |
VC (γ alto (H)) | 0.30 | -0.14 | 0.55 | -0.14 | 0.51 | -0.02 |
P. Value | 0.06 | 0.04 | 0.19 | 0.04 | 0.40 | 0.78 |
β1 | 0.17 | -0.01 | -0.17 | -0.02 | -0.26 | 0.16 |
P. Value | 0.44 | 0.87 | 0.79 | 0.83 | 0.57 | 0.03 |
Elast. corto plazo (H) | -0.21 | 0.04 | -0.87 | 0.04 | -0.76 | 0.17 |
Porcentaje por régimen | 0.26, 0.36, 0.36 | 0.57, 0.11, 0.31 | 0.66, 0.18, 0.15 | 0.58, 0.10, 0.31 | 0.70, 0.10, 0.18 | 0.55, 0.10, 0.33 |
Fuente: Elaboración propia con resultados de programación con librería TsDyn de R.
Nota: En la especificación de los threshold-VECM se aplica un trimming de 5%, 12 rezagos, 100 bootstrap, constante, variables dicotómicas para incorporar factores estacionales mensuales y se utilizan las elasticidades ingreso de los vectores de cointegración de los modelos estimados con FMOLS del cuadro 3.
Funciones consumo | Sin variable exógena | Crédito del consumo | Crédito del consumo y tipo de cambio real | |||
---|---|---|---|---|---|---|
CBD nacionales | CBD importados | CBD nacionales | CBD importados | CBD nacionales | CBD importados | |
Modelos con dos regímenes en ajuste de equilibrio e idéntico VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -3.08) | (1, -8.38) | (1, -2.49) | (1, -7.31) | (1, -2.67) | (1, -4.68) |
VC (γ bajo (L)) | -0.17 | -0.11 | -0.19 | -0.15 | -0.19 | -0.02 |
P. Value | 0.05 | 0.02 | 0.02 | 0.00 | 0.02 | 0.76 |
VC (γ alto (H)) | -0.18 | -0.11 | -0.19 | -0.16 | -0.20 | -0.02 |
P. Value | 0.04 | 0.02 | 0.02 | 0.00 | 0.02 | 0.81 |
β1 | 0.42 | -0.96 | 0.39 | -1.22 | 0.40 | -1.02 |
P. Value | 0.29 | 0.20 | 0.28 | 0.08 | 0.27 | 0.10 |
Elast. corto plazo (L) | 0.95 | -0.03 | 0.86 | -0.09 | 0.92 | -0.93 |
Elast. corto plazo (H) | 0.97 | -0.01 | 0.88 | -0.07 | 0.94 | -0.95 |
Porcentaje por régimen | 0.67, 0.32 | 0.89, 0.10 | 0.69, 0.30 | 0.72, 0.27 | 0.72, 0.27 | 0.45, 0.54 |
Modelos con dos regímenes en ajuste de equilibrio y diferentes VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -3.08) | (1, -8.38) | (1, -2.49) | (1, -7.31) | (1, -2.67) | (1, -4.68) |
VC (γ bajo (L)) | -0.44 | -0.12 | -0.51 | -0.13 | -0.51 | -0.19 |
P. Value | 0.14 | 0.01 | 0.05 | 0.00 | 0.06 | 0.05 |
β1 | -0.45 | -1.17 | -0.49 | -1.06 | -0.26 | -1.89 |
P. Value | 0.62 | 0.08 | 0.56 | 0.09 | 0.76 | 0.03 |
Elast. corto plazo (L) | 0.90 | -0.13 | 0.78 | -0.09 | 1.10 | -0.98 |
VC (γ alto (H)) | -0.10 | 0.76 | -0.19 | -1.62 | -0.16 | -0.01 |
P. Value | 0.34 | 0.55 | 0.08 | 0.16 | 0.14 | 0.92 |
β1 | -0.61 | 12.03 | -0.85 | -14.11 | -0.75 | -1.60 |
P. Value | 0.23 | 0.35 | 0.08 | 0.13 | 0.13 | 0.04 |
Elast. corto plazo (H) | -0.31 | 5.62 | -0.37 | -2.27 | -0.32 | -1.56 |
Porcentaje por régimen | 0.33, 0.66 | 0.89, 0.10 | 0.31, 0.68 | 0.89, 0.10 | 0.32, 0.67 | 0.45, 0.54 |
Modelos con tres regímenes en ajuste de equilibrio y diferentes VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -3.08) | (1, -8.38) | (1, -2.49) | (1, -7.31) | (1, -2.67) | (1, -4.68) |
VC (γ bajo (L)) | 0.01 | -0.12 | -0.12 | -0.12 | 0.25 | -0.19 |
P. Value | 0.99 | 0.02 | 0.71 | 0.08 | 0.53 | 0.02 |
β1 | 1.63 | -0.33 | 0.56 | 0.22 | 2.07 | -1.89 |
P. Value | 0.51 | 0.66 | 0.55 | 0.79 | 0.11 | 0.01 |
Elast. corto plazo (L) | 1.62 | 0.66 | 0.87 | 1.06 | 1.41 | -1.00 |
VC (γ medio (M)) | -1.69 | -0.21 | -0.71 | -0.10 | -0.62 | 0.04 |
P. Value | 0.00 | 0.35 | 0.62 | 0.48 | 0.27 | 0.73 |
β1 | -2.90 | -4.07 | -1.23 | -2.92 | 0.34 | -0.89 |
P. Value | 0.03 | 0.03 | 0.71 | 0.01 | 0.86 | 0.30 |
Elast. corto plazo (M) | 2.31 | -2.29 | 0.53 | -2.19 | 1.98 | -1.09 |
VC (γ alto (H)) | -0.12 | 1.83 | -0.20 | -1.53 | -0.18 | -0.95 |
P. Value | 0.23 | 0.05 | 0.03 | 0.05 | 0.06 | 0.09 |
β1 | -0.71 | 22.47 | -0.90 | -13.95 | -0.88 | -7.84 |
P. Value | 0.13 | 0.02 | 0.03 | 0.10 | 0.04 | 0.02 |
Elast. corto plazo (H) | -0.36 | 7.15 | -0.40 | -2.74 | -0.40 | -3.40 |
Porcentaje por régimen | 0.15, 0.16, 0.68 | 0.69, 0.2, 0.10 | 0.19, 0.11, 0.69 | 0.57, 0.31, 0.10 | 0.17, 0.13, 0.68 | 0.46, 0.39, 0.14 |
Fuente: Elaboración propia con resultados de programación con librería TsDyn de R.
Nota: En la especificación de los threshold-VECM se aplica un trimming de 5%, 12 rezagos, 100 bootstrap, constante, variables dicotómicas para incorporar factores estacionales mensuales y se utilizan las elasticidades ingreso de los vectores de cointegración de los modelos estimados con FMOLS del cuadro 3.
Funciones consumo | Sin variable exógena | Crédito al consumo | Crédito al consumo y tipo de cambio real | |||
---|---|---|---|---|---|---|
CBSMD nacionales | CBSMD importados | CBSMD nacionales | CBSMD importados | CBSMD nacionales | CBSMD importados | |
Modelos con dos regímenes en ajuste de equilibrio e idéntico VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -1.74) | (1, -2.74) | (1, -1.37) | (1, -2.44) | (1, -1.9) | (1, -1.26) |
VC (γ bajo (L)) | 0.06 | -0.20 | 0.06 | -0.20 | 0.06 | -0.17 |
P. Value | 0.21 | 0.00 | 0.27 | 0.00 | 0.21 | 0.00 |
VC (γ alto (H)) | 0.07 | -0.21 | 0.07 | -0.21 | 0.07 | -0.21 |
P. Value | 0.17 | 0.00 | 0.20 | 0.00 | 0.17 | 0.00 |
β1 | -0.72 | -1.35 | -0.69 | -1.28 | -0.70 | -1.17 |
P. Value | 0.00 | 0.00 | 0.01 | 0.00 | 0.01 | 0.00 |
Elast. corto plazo (L) | -0.83 | -0.80 | -0.77 | -0.78 | -0.83 | -0.95 |
Elast. corto plazo (H) | -0.85 | -0.78 | -0.79 | -0.76 | -0.84 | -0.91 |
Porcentaje por régimen | 0.42, 0.57 | 0.19, 0.80 | 0.35, 0.64 | 0.18, 0.81 | 0.42, 0.57 | 0.21, 0.78 |
Modelos con dos regímenes en ajuste de equilibrio y diferentes VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -1.74) | (1, -2.74) | (1, -1.37) | (1, -2.44) | (1, -1.9) | (1, -1.26) |
VC (γ bajo (L)) | 0.21 | -0.71 | 0.05 | -0.50 | 0.26 | -0.38 |
P. Value | 0.12 | 0.01 | 0.61 | 0.03 | 0.09 | 0.04 |
β1 | -1.13 | -2.57 | -1.23 | -3.30 | -0.74 | -2.66 |
P. Value | 0.00 | 0.05 | 0.01 | 0.00 | 0.08 | 0.01 |
Elast. corto plazo (L) | -1.50 | -0.62 | -1.30 | -2.08 | -1.24 | -2.19 |
VC (γ alto (H)) | 0.13 | -0.13 | 0.00 | -0.13 | 0.12 | -0.20 |
P. Value | 0.22 | 0.03 | 0.98 | 0.05 | 0.22 | 0.01 |
β1 | -0.17 | -1.19 | -0.57 | -1.11 | -0.08 | -1.09 |
P. Value | 0.67 | 0.00 | 0.09 | 0.00 | 0.84 | 0.00 |
Elast. corto plazo (H) | -0.39 | -0.84 | -0.57 | -0.81 | -0.32 | -0.84 |
Porcentaje por régimen | 0.42, 0.57 | 0.18, 0.81 | 0.36, 0.63 | 0.19, 0.80 | 0.39, 0.60 | 0.19, 0.80 |
Modelos con tres regímenes en ajuste de equilibrio y diferentes VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -1.74) | (1, -2.74) | (1, -1.37) | (1, -2.44) | (1, -1.9) | (1, -1.26) |
VC (γ bajo (L)) | -1.10 | -0.71 | -8.51 | -0.67 | -1.90 | -0.48 |
P. Value | 0.57 | 0.00 | 0.01 | 0.01 | 0.42 | 0.00 |
β1 | -4.71 | -2.57 | -10.77 | -2.39 | -5.73 | -3.01 |
P. Value | 0.09 | 0.04 | 0.00 | 0.05 | 0.10 | 0.00 |
Elast. corto plazo (L) | -2.79 | -0.62 | 0.89 | -0.74 | -2.12 | -2.40 |
VC (γ medio (M)) | -0.03 | -0.15 | -0.36 | -0.19 | -0.03 | 7.72 |
P. Value | 0.90 | 0.12 | 0.25 | 0.09 | 0.90 | 0.06 |
β1 | -1.50 | -2.01 | -1.01 | -2.50 | -1.20 | 4.48 |
P. Value | 0.00 | 0.00 | 0.20 | 0.00 | 0.02 | 0.29 |
Elast. corto plazo (M) | -1.46 | -1.61 | -0.51 | -2.05 | -1.15 | -5.25 |
VC (γ alto (H)) | 0.13 | -0.03 | -0.03 | -0.10 | 0.13 | -0.33 |
P. Value | 0.20 | 0.87 | 0.71 | 0.59 | 0.23 | 0.02 |
β1 | -0.17 | -0.48 | -0.53 | -0.46 | -0.16 | -1.04 |
P. Value | 0.66 | 0.51 | 0.08 | 0.44 | 0.67 | 0.01 |
Elast. corto plazo (H) | -0.39 | -0.39 | -0.49 | -0.21 | -0.41 | -0.63 |
Porcentaje por régimen | 0.10, 0.31, 0.57 | 0.18, 0.48, 0.33 | 0.10, 0.21, 0.68 | 0.18, 0.36, 0.45 | 0.11, 0.30, 0.58 | 0.24, 0.10, 0.65 |
Fuente: Elaboración propia con resultados de programación con librería TsDyn de R.
Nota: En la especificación de los threshold-VECM se aplica un trimming de 5%, 12 rezagos, 100 bootstrap, constante, variables dicotómicas para incorporar factores estacionales mensuales y se utilizan las elasticidades ingreso de los vectores de cointegración de los modelos estimados con FMOLS del cuadro 3.
Funciones consumo | Sin variable exógena | Crédito al consumo | Crédito al consumo y tipo de cambio real | |||
---|---|---|---|---|---|---|
CBND nacionales | CBND importados | CBND nacionales | CBND importados | CBND nacionales | CBND importados | |
Modelos con dos regímenes en ajuste de equilibrio e idéntico VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -1.68) | (1, -3.85) | (1, -1.74) | (1, -3.78) | (1, -0.99) | (1, -1.28) |
VC (γ bajo (L)) | -0.05 | -0.04 | -0.18 | -0.09 | -0.29 | -0.12 |
P. Value | 0.16 | 0.21 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 |
VC (γ alto (H)) | -0.04 | -0.04 | -0.19 | -0.09 | -0.09 | -0.16 |
P. Value | 0.25 | 0.24 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 |
β1 | -0.13 | -0.93 | -0.30 | -0.77 | -0.17 | -0.67 |
P. Value | 0.30 | 0.00 | 0.02 | 0.01 | 0.17 | 0.02 |
Elast. corto plazo (L) | -0.06 | -0.77 | 0.02 | -0.43 | 0.12 | -0.51 |
Elast. corto plazo (H) | -0.07 | -0.78 | 0.03 | -0.43 | -0.08 | -0.47 |
Porcentaje por régimen | 0.15, 0.84 | 0.66, 0.33 | 0.25, 0.74 | 0.90, 0.09 | 0.25, 0.74 | 0.17, 0.82 |
Modelos con dos regímenes en ajuste de equilibrio y diferentes VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -1.68) | (1, -3.85) | (1, -1.74) | (1, -3.78) | (1, -0.99) | (1, -1.28) |
VC (γ bajo (L)) | 0.57 | -0.07 | -0.05 | -0.09 | -0.19 | -1.24 |
P. Value | 0.25 | 0.16 | 0.42 | 0.06 | 0.23 | 0.05 |
β1 | -0.58 | -1.04 | -0.42 | -1.18 | -0.88 | -4.54 |
P. Value | 0.54 | 0.05 | 0.06 | 0.01 | 0.01 | 0.00 |
Elast. corto plazo (L) | -1.54 | -0.76 | -0.34 | -0.82 | -0.69 | -2.96 |
VC (γ alto (H)) | -0.03 | -0.11 | -0.10 | -0.14 | -0.04 | -0.16 |
P. Value | 0.43 | 0.13 | 0.26 | 0.07 | 0.34 | 0.00 |
β1 | 0.00 | -0.95 | -0.02 | -0.85 | 0.14 | -0.65 |
P. Value | 0.98 | 0.02 | 0.94 | 0.05 | 0.31 | 0.02 |
Elast. corto plazo (H) | 0.05 | -0.54 | 0.16 | -0.32 | 0.19 | -0.45 |
Porcentaje por régimen | 0.18, 0.81 | 0.43, 0.56 | 0.47, 0.52 | 0.48, 0.51 | 0.25, 0.74 | 0.17, 0.82 |
Modelos con tres regímenes en ajuste de equilibrio y diferentes VECM | ||||||
V. de coint:(1, b) | (1, -1.68) | (1, -3.85) | (1, -1.74) | (1, -3.78) | (1, -0.99) | (1, -1.28) |
VC (γ bajo (L)) | -0.34 | -0.11 | -0.06 | -0.09 | -0.20 | -1.11 |
P. Value | 0.21 | 0.29 | 0.18 | 0.04 | 0.18 | 0.03 |
β1 | -1.26 | -2.76 | -0.38 | -1.23 | -0.91 | -4.24 |
P. Value | 0.04 | 0.00 | 0.06 | 0.00 | 0.01 | 0.00 |
Elast. corto plazo (L) | -0.69 | -2.35 | -0.27 | -0.88 | -0.71 | -2.82 |
VC (γ medio (M)) | -0.14 | -0.82 | 0.05 | -0.31 | -0.10 | -0.39 |
P. Value | 0.05 | 0.09 | 0.85 | 0.05 | 0.14 | 0.08 |
β1 | 0.34 | -0.25 | 0.72 | -0.66 | -0.12 | -1.44 |
P. Value | 0.07 | 0.84 | 0.04 | 0.25 | 0.51 | 0.05 |
Elast. corto plazo (M) | 0.57 | 2.90 | 0.64 | 0.50 | -0.02 | -0.94 |
VC (γ alto (H)) | -0.13 | -0.11 | 0.03 | 0.08 | -0.04 | -0.13 |
P. Value | 0.62 | 0.10 | 0.90 | 0.87 | 0.90 | 0.22 |
β1 | -0.41 | -0.81 | -0.64 | 0.67 | 0.29 | -0.46 |
P. Value | 0.28 | 0.03 | 0.10 | 0.62 | 0.34 | 0.19 |
Elast. corto plazo (H) | -0.20 | -0.39 | -0.69 | 0.38 | 0.33 | -0.30 |
Porcentaje por régimen | 0.24, 0.52, 0.23 | 0.28, 0.15, 0.56 | 0.49, 0.27, 0.23 | 0.51, 0.35, 0.13 | 0.25, 0.51, 0.23 | 0.20, 0.26, 0.53 |
Fuente: Elaboración propia con resultados de programación con librería TsDyn de R.
Nota: En la especificación de los threshold-VECM se aplica un trimming de 5%, 12 rezagos, 100 bootstrap, constante, variables dicotómicas para incorporar factores estacionales mensuales y se utilizan las elasticidades ingreso de los vectores de cointegración de los modelos estimados con FMOLS del cuadro 3.
Los modelos bivariantes threshold-VECM que fueron estimados para los bienes semi-duraderos dieron resultados contrastantes. En primer lugar, las elasticidades de largo plazo muestran que estos bienes se parecen al comportamiento de los bienes duraderos. Esto es, las elasticidades ingreso de los bienes nacionales son mayores a la unidad (entre 1.3 y 1.9), y tienen un rango menor de efectos que los bienes importados (entre son 1.3 y 2.7), pero en los dos casos existen sobre-sensibilidad a los cambios de ingreso (ver cuadro 7). En el escenario básico, consumo en función de ingreso corriente, los resultados de los modelos TVECM que fueron aplicados a los bienes semi-duraderos nacionales, indican que los parámetros de ajuste en equilibrio no fueron significativos para ningún tipo de regímenes incluyendo los escenarios con ingreso corriente y créditos al consumo, y las mismas variables y el tipo de cambio real. En cambio, en los bienes semi-duraderos importados, los parámetros de ajuste al equilibrio son muy parecidos: cuando se suponen dos regímenes estimados con un TVECM, predomina el régimen bajo, cuando se utilizan TVECM individuales y parámetros de ajuste al equilibrio menores, cuando se incorporan las variables de créditos del consumo y el tipo de cambio en las funciones consumo. En los dos tipos de bienes semi-duraderos, nacionales e importados, predominan elasticidades ingreso de corto plazo con signo negativo y tienden a ser mayores en los bienes nacionales con el escenario básico y en los modelos para los bienes importados, cuando se incorpora el tipo de cambio real (cuadro 7).
Los bienes no-duraderos nacionales son los segundos más importantes después de los servicios -representan el 33% del consumo privado- y, entre los bienes no duraderos y duraderos importados, aportan el ocho por ciento. Aunque la importancia de los bienes no-duraderos de producción nacional ha disminuido en el periodo de análisis, las elasticidades ingreso de largo plazo muestran un comportamiento muy parecido al consumo privado; 1.68 cuando se considera el ingreso corriente únicamente, ligeramente mayor cuando se incluyen los créditos del consumo y unitaria cuando se añade el tipo de cambio real; ver cuadros 3 y 8. Mientras que las elasticidades ingreso de largo plazo de los bienes no-duraderos muestran la sobre-sensibilidad, en la funciones con el ingreso corriente y el crédito al consumo (3.85 y 3.78) y, aunque se reduce con el tipo de cambio real (1.28), siguen mostrando una sensibilidad alta; ver cuadros 3 y 8. Las estimaciones de lo modelos bivariantes threshold-VECM para los bienes no-duraderos nacionales con el ingreso corriente, muestran parámetros de ajuste no significativos, con valores mayores a uno en términos absolutos en los modelos con dos regímenes, y es significativo con el signo correcto en el régimen medio cuando se suponen tres regímenes. Cuando se incluyen los créditos y sobre todo el tipo de cambio real, se observa el predominio del régimen bajo con parámetros de ajuste significativo, negativo y mayor numéricamente en comparación con los otros escenarios, donde las elasticidades de corto plazo se caracterizan por signos negativos y menores a la unidad; ver cuadro 8. Los resultados de los modelos TVECM que fueron estimados para los bienes no-duraderos importados, son similares a los encontrados en los bienes nacionales en los escenarios con el ingreso corriente. La diferencia se encontró en los modelos con tipo de cambio real, debido a que los parámetros de ajuste son significativos y negativos, en valor absoluto mayor a la unidad, lo cual indica problemas de estabilidad al equilibrio de largo y elasticidades ingreso de corto plazo, con signo negativo y mayores a la unidad, que implica la posibilidad de aumentos del consumo por el crecimiento de los precios relativos en el corto plazo (cuadro 8).
Conclusiones
Con un enfoque poskeynesiano, se prueba la existencia de la sobre-sensibilidad del consumo a choques de ingreso corriente de largo plazo, que se define como la presencia de una elasticidad ingreso mayor a la unidad en combinación con una propensión marginal a consumir mayor a 0.8, en contraposición a la hipótesis de “sensibilidad excesiva” de la teoría del ingreso permanente. La sobre-sensibilidad del consumo de largo plazo se encuentra vinculado a los comportamientos asimétricos del consumo a choques de ingreso de corto plazo. En particular, con la aplicación del análisis de cointegración de Johasen-Juselius y la estimación de las relaciones de cointegración sin sesgo de endogeneidad FMOLS, se concluye que la regularidad de una elasticidad ingreso corriente, con un valor unitario, aparece en funciones consumo, donde no es relevante el consumo autónomo, y el comportamiento del ingreso corriente es el único factor explicativo.
Cuando se considera el enfoque poskeynesiano en la explicación del consumo, los resultados econométricos muestran que la existencia de sobre-sensibilidad se encuentra explicado, principalmente, por los precios relativos o tipo de cambio real, la apertura comercial y el boom crediticio vinculado a la liberación financiera. Del análisis del consumo desagregado, se confirmó, que: los servicios son menos sensibles y los bienes con mayor durabilidad y de procedencia importada tienden a ser más sensibles a los choques del ingreso en el largo plazo. Los precios relativos o tipo de cambio real afectan principalmente a bienes no-duraderos, de producción nacional e importados, y a bienes duraderos importados.
Con la metodología de regímenes múltiples en la metodología de cointegración, se concluyó que existen comportamientos asimétricos entre el consumo y el ingreso corriente de corto plazo. Para el caso del consumo privado, los comportamientos son consistentes con un escenario de desaceleración o crisis (régimen bajo) y sobre-sensibilidad a choques de ingreso de largo plazo. También se detectaron escenarios sin sobre-sensibilidad, con mayor influencia de precios relativos o tipo de cambio real en el largo plazo, y con una tendencia hacia reacciones negativas del consumo a los choques de ingreso, en el corto plazo.
Los servicios son tan sensibles como el consumo privado a comportamientos asimétricos en periodos de crisis económicas; los bienes duraderos son los más sensibles a los choques de ingreso en el largo plazo; los bienes semi-duraderos no tienen un patrón definido; y, por último los bienes de consumo no-duraderos nacionales -los segundos más importantes después de los servicios- y los bienes no-duraderos importados, muestran relaciones de largo plazo con comportamientos similares a los bienes nacionales.
Finalmente, aunque los resultados de nuestra investigación aportan elementos relevantes a la discusión sobre la sensibilidad y asimetrías a choques de ingreso, en el consumo privado de México, es importante mencionar que desde el enfoque teórico y analítico, pueden existir sesgos por un problema de agregación en análisis macroeconómico que, en la literatura especializada, se elimina con el manejo de indicadores por persona y hogares, donde las preferencias de los consumidores se controlan por condiciones socio-demográficas. Este posible sesgo será abordado con una nueva línea de investigación, para probar las hipótesis poskeynesianas planteadas con los micro-datos disponibles, y analizar los impactos de la aplicación de instrumentos de política pública en la economía mexicana.