Econometria - Damodar N. Gujarati (1)

642 Parte Tres Temas de econometría
Como se observa, la elasticidad del interés de largo plazo para la demanda de dinero es sustancialmente
más grande (en términos absolutos) que la correspondiente a la elasticidad de corto
plazo, lo cual también se cumple para la elasticidad de ingreso, aunque en el presente ejemplo su
significancia económica y estadística es dudosa.
Observe que la d de Durbin-Watson estimada es de 2.4582, valor muy cercano a 2, lo cual
apoya la observación anterior respecto de que en los modelos autorregresivos la d calculada por
lo general está próxima a 2. En consecuencia, no debemos confiar en la d calculada para averiguar
si existe correlación serial en los datos. El tamaño de la muestra para este caso es de 40
observaciones, lo cual es razonablemente grande para aplicar la prueba h. En este ejemplo, el
lector puede verificar que el valor h estimado es −1.5008, que no resulta significativo en el nivel
de 5%, con lo cual quizá se sugiere que no existe autocorrelación de primer orden en el
término de error.
17.12 Ejemplos ilustrativos
En esta sección presentamos algunos ejemplos de modelos de rezagos distribuidos para mostrar
la forma como los investigadores los utilizan en estudios empíricos.
EJEMPLO 17.9
La Reserva Federal
y la tasa de interés
real
Para evaluar el efecto del crecimiento de M1 (circulante + depósitos a la vista) sobre la tasa de
interés real de los bonos Aaa, G. J. Santoni y Courtenay C. Stone 46 estimaron, con información
mensual, el siguiente modelo de rezagos distribuidos para Estados Unidos.
r t constante +
11
i 0
a i Ṁ t−i + u i (17.12.1)
donde r t índice de rendimiento de los bonos Aaa de Moody menos la tasa de cambio promedio
anual en el índice de precios al consumidor ajustado estacionalmente durante los 36 meses
anteriores, que sirve como medida de la tasa de interés real, y M t crecimiento mensual de
M 1 .
De acuerdo con la “doctrina de la neutralidad del dinero”, las variables económicas reales
—como producción, empleo, crecimiento económico y tasa de interés real— no reciben influencia
permanente del crecimiento monetario y, por consiguiente, no se ven afectadas en esencia
por la política monetaria. . . Con este argumento, la Reserva Federal no ejerce influencia permanente
alguna sobre la tasa real de interés. 47
Si esta doctrina es válida, entonces se debe esperar que los coeficientes a i de los rezagos
distribuidos, al igual que su suma, sean estadísticamente no diferentes de cero. Para averiguar si
sucede así, los autores estimaron (17.12.1) para dos periodos diferentes, febrero de 1951 a septiembre
de 1979 y octubre de 1979 a noviembre de 1982, el último para considerar el cambio
en la política monetaria del Banco de la Reserva Federal, la cual desde octubre de 1979 presta
mayor atención a la tasa de crecimiento de la oferta monetaria que a la tasa de interés, cuando
esta última fue la política en el periodo anterior. Los resultados de su regresión se presentan en
la tabla 17.6. Estos resultados parecen apoyar la “doctrina de la neutralidad del dinero”, pues
durante febrero de 1951 a septiembre de 1979 el crecimiento monetario del periodo en curso,
al igual que el rezagado, no tuvieron un efecto estadísticamente significativo sobre la medida de
la tasa de interés real. Del mismo modo, durante el último periodo, la doctrina de la neutralidad
parece mantenerse, pues ∑ a i no es estadísticamente diferente de cero; sólo el coeficiente a 1 es
significativo, pero tiene el signo equivocado. (¿Por qué?)
46
“The Fed and the Real Rate of Interest”, Review, Federal Reserve Bank of St. Louis, diciembre de 1982, pp.
8-18.
47
Ibid., p. 15.