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Anexo (Mercado
bursátil)
Incluimos en este
anexo la tabla de datos utilizados en el estudio econométrico que podría resultar útil
para la comprobación de lo aquí afirmado y para una posible profundización de la
temática. Además presentamos una estimación de la demanda de dinero.
Tabla de
datos
Tabla 1 - Series de tiempo del modelo |
| .. |
Merval |
TEM |
Dow Jones |
M1 (1) |
1994 |
. |
. |
. |
.. |
| Enero |
684 |
0,08882 |
3.920,00 |
17.746 |
| Febrero |
652 |
0,08748 |
3.890,00 |
18.079 |
| Marzo |
558 |
0,08797 |
3.860,00 |
17.247 |
| Abril |
547 |
0,08851 |
3.720,00 |
17.408 |
| Mayo |
606 |
0,08863 |
3.758,37 |
17.816 |
| Junio |
520 |
0,08883 |
3.643,80 |
16.989 |
| Julio |
546 |
0,08913 |
3.764,50 |
17.856 |
| Agosto |
604 |
0,08922 |
3.913,42 |
16.234 |
| Setiembre |
605 |
0,08904 |
3.843,19 |
16.035 |
| Octubre |
575 |
0,08899 |
3.908,12 |
16.176 |
| Noviembre |
525 |
0,08936 |
3.739,23 |
16.276 |
| Diciembre |
460 |
0,09004 |
3.833,43 |
18.234 |
1995 |
. |
. |
. |
. |
| Enero |
434 |
0,09095 |
3.843,86 |
16.568 |
| Febrero |
322 |
0,09176 |
4.011,05 |
16.342 |
| Marzo |
382 |
0,09812 |
4.157,69 |
15.364 |
| Abril |
392 |
0,09787 |
4.321,27 |
16.717 |
| Mayo |
435 |
0,09496 |
4.465,14 |
16.370 |
| Junio |
406 |
0,09109 |
4.556,10 |
16.092 |
| Julio |
457 |
0,09061 |
4.708,47 |
17.183 |
| Agosto |
454 |
0,08973 |
4.610,56 |
16.534 |
| Setiembre |
432 |
0,08976 |
4.789,08 |
16.111 |
| Octubre |
407 |
0,08952 |
4.755,48 |
16.176 |
| Noviembre |
472 |
0,08961 |
5.074,49 |
16.429 |
| Diciembre |
519 |
0,08972 |
5.095,80 |
18.337 |
1996 |
. |
. |
. |
. |
| Enero |
563 |
0,08927 |
5.394,94 |
18.023 |
| Febrero |
496 |
0,08846 |
5.485,62 |
18.588 |
| Marzo |
509 |
0,08817 |
5.587,14 |
17.741 |
| Abril |
566 |
0,08803 |
5.569,08 |
18.850 |
| Mayo |
600 |
0,08767 |
5.643,18 |
19.262 |
| Junio |
607 |
0,08757 |
5.654,63 |
19.944 |
| Julio |
529 |
0,08767 |
5.528,91 |
20.709 |
| Agosto |
509 |
0,08831 |
5.616,21 |
19.761 |
| Setiembre |
558 |
0,08857 |
5.882,17 |
18.704 |
| Octubre |
570 |
0,08831 |
6.029,38 |
19.136 |
| Noviembre |
617 |
0,08838 |
6.521,70 |
19.889 |
| Diciembre |
649 |
0,08844 |
6.549,37 |
21.703 |
1997 |
. |
. |
. |
. |
| Enero |
692 |
0,08822 |
6.813,09 |
21.632 |
| Febrero |
717 |
0,08788 |
6.877,74 |
21.224 |
| Marzo |
706 |
0,08776 |
6.583,48 |
21.600 |
| Abril |
722 |
0,08767 |
6.660,21 |
21.906 |
| Mayo |
778 |
0,08753 |
7.331,04 |
23.736 |
| Junio |
809 |
0,08748 |
7.672,79 |
22.990 |
| Julio |
850 |
0,08746 |
8.222,61 |
23.200 |
| Agosto |
833 |
0,08743 |
7.622,42 |
23.309 |
| Setiembre |
822 |
0,08748 |
7.945,26 |
23.440 |
| Octubre |
660 |
0,08770 |
7.442,08 |
23.263 |
| Noviembre |
656 |
0,08941 |
7.823,13 |
23.281 |
| Diciembre |
687 |
0,08900 |
7.908,25 |
25.320 |
1998 |
. |
. |
. |
. |
| Enero |
612 |
0,08853 |
7.906,50 |
24.059 |
| Febrero |
687 |
0,08779 |
8.545,47 |
23.706 |
| Marzo |
709 |
0,08775 |
8.799,56 |
23.957 |
| Abril |
699 |
0,08769 |
9.063,37 |
24.375 |
| Mayo |
602 |
0,08768 |
8.899,95 |
25.229 |
| Junio |
550 |
0,08764 |
8.952,02 |
25.685 |
| Julio |
601 |
0,08771 |
8.883,00 |
25.285 |
| Agosto |
358 |
0,08813 |
7.539,00 |
24.994 |
| Setiembre |
380 |
0,09069 |
7.843,00 |
24.428 |
| Octubre |
457 |
0,08972 |
8.595,00 |
23.985 |
| Noviembre |
489 |
0,08875 |
9.119,00 |
23.959 |
| Diciembre |
430 |
0,08881 |
9.181,00 |
26.180 |
Merval: datos de la Comisión Nacional de
Valores (en dólares)
- TEM: datos promedios ponderados de una muestra de entidades de la Capital Federal y el
Gran Buenos Aires. Boletín Estadístico del B.C.R.A.
- M1: datos del Boletín Estadístico del B.C.R.A.
- (1) Incluye depósitos de no residentes. Los depósitos en cuenta corriente
- tienen neteada la utilización del Fondo Unificado de Cuentas Oficiales e incluyen Otros
depósitos.
Tabla 2 - P.B.I.
| Trimestre |
1994 |
1995 |
1996 |
1997 |
1998 |
I |
12.537,5 |
12.857,3 |
12.497,9 |
12875,9 |
15194,2 |
II |
12.643,6 |
12.041,6 |
12.714,0 |
14380,4 |
14505,5 |
III |
12.789,6 |
11.903,3 |
12.829,6 |
14310,3 |
14236,7 |
IV |
12.878,0 |
12.003,5 |
13.096,8 |
13884,2 |
14472,3 |
Fuente: PBI: datos de la Dirección Nacional de Cuentas
Nacionales, MEyOSP. Cifras preliminares.
Demanda de dinero
Resulta interesante poder conocer las elasticidades de la demanda de dinero respecto de
la tasa de interés y del ingreso del país (PBI), ya que una vez determinada la relación
que existe con el índice Merval, y sabiendo que en equilibrio la cantidad demanda de
dinero es igual a la ofrecida, se puede prever cual será el efecto exclusivo de la
demanda en el índice Merval, debido a cambios en el PBI o en la tasa de costo de
oportunidad de los fondos líquidos (tasa de interés). Presentamos los resultados de
dichas estimaciones para una muestra que va de febrero de 1994 a abril de 1998:
El modelo fue expresado en logaritmo natural, la variable dependiente es el logaritmo
de la cantidad de dinero (M1), y responde al modelo de ajuste parcial:
Para una demanda de dinero de la siguiente forma:
Mt*= ß0.itß1.Ytß2.eµt
Mt*=
demanda de dinero (balances reales de efectivo) deseada, o de largo plazo.
it = tasa de
interés de largo plazo en %.
Yt = ingreso
nacional real agregado.
Para la estimación estadística pude
expresarse convenientemente en forma logarítmica como:
Ln(Mt*)=Ln(ß0)+ ß1.Ln(it)+
ß2.Ln(Yt)+µt
Puesto que la variable de demanda deseada
no es observable directamente, supóngase la hipótesis de ajuste de existencias, a saber:
Lo que significa que un
porcentaje constante de la discrepancia entre los balances reales de efectivo observados y
los deseados es eliminado en un solo período (año). En forma logarítmica este supuesto
puede ser expresado como:
Ln(Mt)-Ln(Mt-1)=?.[ Ln(Mt*)- Ln(Mt-1)]
Si dicho supuesto se sustituye en el
modelo de demanda de dinero expresada como logaritmo obtenemos la demanda de dinero de
corto plazo:
Ln(Mt)= ?.Ln(ß0)+
?.ß1.Ln(it)+ ?. ß2.Ln(Yt)+(1- ?). Ln(Mt-1)+ ?. µt
Al presente modelo general se le agregó una variable dummy que
aloja el cambio estructural que ocurrió en la demanda de dinero luego de la primer crisis
financiera del período que fue la del efecto tequila, dicha variable toma el valor 1 para
datos correspondientes a enero de 1995 en adelante y cero para valores anteriores.
Los resultados arrojados por este modelo en el contexto
de regresión lineal son:
Tabla 3 - Demanda de Dinero (M1)
- Modelo LS // Variable dependiente: M1
- Período: 1994:02 a 1998:12
- Observaciones incluidas: 59 después de ajuste puntos finales.
| Variable |
Coeficiente |
Error
estándar |
Estadístico
t |
Probabilidad |
| C |
0.673015 |
1.207893 |
0.557181 |
0.5862 |
| LN(Y) |
0.205982 |
0.222444 |
0.925997 |
0.3701 |
| Ln(M(-1)) |
0.758908 |
0.115750 |
6.556422 |
0.0000 |
| LN(i) |
-0.130613 |
0.033736 |
-3.871585 |
0.0017 |
| Dummy |
0.067177 |
0.019138 |
3.510099 |
0.0035 |
| |
|
|
|
| R-squared |
0.984449 |
Mean dependent var |
9.902915 |
| Adjusted R-squared |
0.980005 |
S.D. dependent var |
0.165805 |
| S.E. of regression |
0.023445 |
Akaike info criterion |
-7.285235 |
| Sum squared resid |
0.007696 |
Schwarz criterion |
-7.036698 |
| Log likelihood |
47.24990 |
F-statistic |
221.5595 |
| Durbin-Watson stat |
3.233559 |
Prob(F-statistic) |
0.000000 |
Fuente: Elaboración propia.
Del análisis anterior se ve que es estadísticamente no significativa la constante que
representa el primer término en la demanda de corto plazo, y tampoco es significativa la
elasticidad ingreso de corto plazo, el valor de la elasticidad interés es de -13%
indicando que un aumento de un 1% en la tasa de interés provoca una disminución del
stock deseado de dinero en 13% cuyos saldos son destinados a inversiones de rentabilidad
positiva (esperada).
Si nos permitimos un error de estimación bastante grande (60% o 30% en la prueba t de
una cola) podremos determinar el coeficiente de ajuste parcial que es 1-0.673015= 0,326985
es decir que cerca de un 32% de la discrepancia entre los balances de efectivo real
deseados y observados es eliminada en un año. Para volver a la función de demanda de
largo plazo, todo lo que hay que hacer es dividir la demanda de corto plazo por el
coeficiente de ajuste parcial y eliminar el término correspondiente a la variable
dependiente rezagada un período.
Los resultados son:
Ln(Mt*)=2,05824426
- 0,399446457.Ln(it)+ 0,629943722.Ln(Yt)+µt
Donde los coeficientes de cada variable son las elasticidades
correspondientes a cada variable en el corto plazo.
Si recordamos la elasticidad del Merval respecto de la tasa efectiva de interés
mensual, -9,15%: Un aumento del 40% de la demanda de dinero, provoca en el corto plazo una
disminución de la tasa efectiva de interés mensual del 1%, que provoca en el Merval un
aumento del índice del 9,15%.
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