El Efecto Fisher

8/10/2019 El Efecto Fisher

1/32


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692

I?I /

I < I C ~ >

+ ~ . I ~ I ~ I

artculos

I:I. I;[:I:.( .I O I:ISIII.IAK IOA I I)E I N T E R ~ : SWA I

doctrinalcs

dc scrics Icrnpoi-alcs, cil pai.lic~ilni l pi-occcliniiciio de Joliansen, quc

pci-niitc difcrcnciai entre los c cctos a largo

plazo y la

dinmica del coi-to

1 1 1

i 1

i i i : . . : : . . ::i::..;;i . .

; < i i c . . i i c i i i ~ i ~ i c i i ~ i ~ tr i i \ ~ c i b i c

L

ict V C I I ~ I -

cacin

en el

largo plazo de

la

\iipOtcsis de Fislicr ~,jiistadaor in~puestos

pcro no as de la pai-idnd dc iii1ci..s 1-cal.

PALABRAS CLAVE

Diferenciales de inflacin; Tipo de inters; Cointegracin; Vcctoi- clc

correccin de crror; Paridad del poder dc compra y paridad no cubiei.i~i

del tipo cle iiitci..s.

ABCTRACT

This paper pi-ovides an empirical test of the Fisher effect and of the real

interest parity. The objetive is to determinate the behavior of the ex-ante

real interest that condicionate the intertemporal savings and investment

decisions. To this end the method used is the time series properties of the

data, which allows to separate estimation of the long-run equilibrium

relationship from nuisance parameters that characterize the short-run

dynamics. The results find support in the long term for a tax-adjusted

Fisher hypothesis but not Tor the real interest parity.

KEY

WORDS

Inflation differentials; Interest rates; Cointegration; Vector erroi-

correction; Purchasing power parity and uncovered interest parity.

En los ltimos aos, el buen comportamiento de la inflacin

y

la nece-

sidad d e converger en tipos de inters con los pases europeos permitie-

ron que el Banco de Espaa aplicar una poltica monetaria relajada, re-

cortando el precio oficial del dinero hasta situarlo a finales de

1998

en el

3

por 100, convergiendo con los pases del euro. Esta distensin moneta-

ria conlleva que los tipos de inters, tanto a corto como a largo plazo, ex-


3/32

rtcdos

Paz

Rico Belda

doctrinales

EL EFECTOFISHER Y L P RID D DE INTER S RE L

69

perimentaron descensos, estrechndose los diferenciales respecto a los

pases centrales de Europa. El diferencial de tipos de inters a 10 aos

con Alemania pas de los 580 puntos bsicos, que presenta a finales de

1992 l) , a los 30 puntos bsicos de finales de 1998.

Estos movimientos paralelos de los tipos de inters y de las tasas de

inflacin tienen repercusiones en la poltica monetaria. Hay que tener en

cuenta que el tipo de inters real ex-ante condiciona las decisiones inter-

temporales de ahorro e inversin. Entender su dinmica y relacin con

otras variables, tales como inflacin, diferencial de inflacin, etc., resulta

esencial para los gestores de poltica econmica puesto que es el elemen-

to fundamental en la transmisin de la poltica monetaria y de los efectos

de la poltica fiscal.

El objetivo de este trabajo es analizar empricamente el cumplimiento

o no del efeclo Fisher y de la paridad de inters real o efecto Fisher in-

ternacional) para comprobar si determinaron el comportamiento del tipo

de inters real, en un perodo de tiempo en el que en los ltimos aos del

mismo Espaa estuvo interesada en cumplir con los criterios de Maas-

trich, entre los que se encontraban la convergencia en tipos de inters

y

tasa de inflacin. Para ello se utiliza la metodologa de series temporales,

en particular el procedimiento de Johansen [1988], que permite diferen-

ciar entre los efectos a largo plazo y la dinmica del corto plazo.

La conocida identidad de Fisher define el tipo de inters real ex-ante a

un determinado plazo como la diferencia entre el tipo de inters nominal

a dicho plazo y la tasa de inflacin esperada. largo plazo el tipo de inte-

rs real tiende a su nivel de equilibrio, por lo que un incremento del tipo

de inters nominal indicar un incremento de la tasa de inflacin futura.

Si a corto plazo se cumpliese el efecto Fisher la poltica monetaria no

tendra efecto alguno sobre la economa. Por otro lado, el banco central

tiene como objetivo estabilizar la tasa de inflacin a medio y largo plazo,

para lo cual resulta necesario conocer las expectativas de inflacin de los

agentes. Si se cumple el efecto Fisher los tipos de inters nominales se-

rn predictores de las expectativas de inflacin y, por lo tanto, un instru-

mento til para los gestores de poltica monetaria. De lo que se trata

pues es de comprobar si la hiptesis de Fisher se cumple en el corto y

largo plazo.

Como se ha sealado la ecuacin original de Fisher indica que el tipo

de inters real ex-ante es la diferencia entre el tipo de inters nominal y

la tasa de inflacin esperada. El cumplimiento de la hiptesis de Fisher a

1) Octubre de 1992.


4/32

69

paz

R ~ C C

cltln

artculos

EL EFECTO PISIIER LA PARIDAD

L E

1NTEKp.S K I A I

doctrinales

largo plazo supone que el tipo de inters nominal

y

la tasa de inflacin

esperada se mueven

1

a 1 v comparten tendencia,

lo

que implica que cl

Llpv de 111Lereb l cal es e~la~10111~10qu

105

l l p v ~ e ii1Leres iivniiiialcs

-

son predictores de la tasa esperada de inflacin. Ahora bien, cuando exis-

te incertidumbre con respecto a la evolucin futura de los precios,

los

ac-

tivos cuya rentabilidad est fijada en trminos nominales ofrecen una

rentabilidad en trminos reales que no es cierta sino arriesgada.

Si

los

agentes son aversos al riesgo, exigirn una prima por inflacin que Ics

compense de asumir ese riesgo. En tal caso, la diferencia entre los tipos

de inters nominales

y

la tasa esperada de inflacin ya no ser igual al

t i

po de inters real sino que incorporar tambin la prima por inflaciri.

La forma terica de las primas por riesgo de inflacin puede obtenel-sc

del modelo de valoracin de activos financieros CCAPM, obtenindose una

ecuacin de Fisher ampliada que incluye la citada prima de riesgo. Esta

prima por inflacin se expresa como el producto de dos Factores: el coefi-

ciente de aversin relativa al riesgo de los agentes y la covarianza esperada

entre precios

y

consumo. El coeficiente de aversin al riesgo mide la im-

portancia que los agentes conceden a la existencia de riesgo en la econo-

ma. La covarianza entre consumo

y

nivel de precios cuantifica el riesgo

asociado a la evolucin futura de los precios, que no puede ser eliminado a

travs de la eleccin de una cartera suficientemente diversificada.

Por otro lado, y siguiendo a Crowder y Hoffman [1996], el rendimien-

to nominal de los bonos est sujeto a una tasa impositiva marginal

7

e

tal Forma que hay que corregir la ecuacin de Fisher por impuestos.

largo plazo si se cumple la hiptesis de Fisher ampliada (por las pri-

mas de inflacin)

y

corregida (por impuestos) se obtendr un vector de

cointegracin entre los tipos de inters nominales

y

la tasa de infla-

Si no se tiene en cuenta los efectos fiscales se puede

rechazar el efecto Fisher errneamente si el vector de cointegracin no

es (1,-1).

Por ltimo, la existencia de una relacin a largo plazo permite obtener

un vector bivariante de correccin de error que revela la dinmica del ti-

po de inters nominal e inflacin y el orden causal entre inflacin y tipo

de inters.

En ninguno de los trabajos empricos sobre el efecto Fisher para la

economa espaola se acepta rotundamente dicho efecto. Maulen [1987]

y Esteve y Tamarit [1996] contrastan indirectamente el efecto Fisher al

estimar una ecuacin del tipo de inters nominal e incluir la tasa de in-

flacin como variable explicativa. Maulen concluye que no hay un efec-

to significativo de la tasa de inflacin sobre el tipo de inters y Esteve y


5/32

rtc~los Paz

Rico Belda

doctrinales

EL

EFECTO

FISHER LA PARIDADDE INTERSREAL

69

Tamarit obtienen que existe un efecto Fisher parcial. Por su parte, Aznar

y Nievas [1995] y Bajo y Esteve [1998] utilizan metodologa de series

temporales para contrastar el efecto Fisher 2). Mientras Aznar y Nievas

concluyen que debe rechazarse el efecto Fisher en.la economa espaola

y que la tasa de inflacin no tiene ningn efecto sobre el tipo de inters

nominal, los resultados de Bajo y Esteve son favorables a la existencia de

un efecto Fisher parcial en el largo plazo. Por ltimo, Alonso

t

al. [1997],

utilizando la misma metodologa que en este trabajo, obtienen evidencia

favorable a la verificacin de la relacin de Fisher excepto en el horizon-

te de doce meses.

En ninguno de los trabajos anteriores se ha considerado el ajuste de

los datos por impuestos, mientras que en este trabajo, siguiendo a Crow-

der y Hoffinan, se va a considerar el posible efecto fiscal lo que permitir

contrastar la existencia o no del efecto Darby.

Por otro lado, la paridad de inters real 3) indica que la diferencia de

tipos de inters nominales entre dos pases se corresponde con el diferen-

cial futuro de inflacin. Si se cumple a corto plazo, las polticas econmi-

cas de estabilizacin no tendrn efecto alguno puesto que el tipo de inte-

rs real vendr determinado por el nivel del tipo de inters exterior. Al

mismo tiempo, el cumplimiento de la paridad de inters real implica que

el diferencial de tipos de inters ser un predictor del diferencial futuro

de inflacin. No obstante, como en la ecuacin de Fisher, el considerar la

existencia de incertidumbre y de impuestos conlleva tener que ajustar y

ampliar la paridad de inters real por la prima de riesgo de inflacin y

por impuestos, con el fin de recoger adecuadamente la relacin existente

entre las variables.

Para contrastar el cumplimiento o no de la paridad de inters real se

aplica tambin la metodologa de series temporales, tal y como hacen

Johansen y Juselius

[1992], que permite comprobar si se cumplen la

paridad del poder de compra y la paridad no cubierta del tipo de inte-

rs que estn detrs de la paridad de inters real.

Por tanto, en este trabajo se van a contrastar dos proposiciones dife-

rentes. Una proposicin considera que el diferencial de los tipos de inte-

rs es un predictor insesgado del diferencial futuro de inflacin mientras

que la otra implica que el tipo de inters nominal es un predictor inses-

gado de la tasa de inflacin futura. La primera proposicin requiere la

2)

Sin embargo, a diferencia de este trabajo, en ninguno de ellos se utiliza metodo-

loga

VAR

3)

Nos referimos a que se cumple conjuntamente la paridad no cubierta de inters

y

la paridad del poder de compra.


6/32

9

Pa, Rico I ~ ~ , I ~ I ; I artculos

IiL EFECTO

FISllER Y \.A

P A R l l A D DE 1NTERf:s I l l A l

doctrinales

igualdad de los tipos dc intei.6~ cnles cx-ante y para ello debe de cuni-

plirse la paridad incubierta de inters

y

la paridad del poder de con1pi.a.

. .

.

4

1 1

< 3 .

, * .

1

, , , . . ' .. .

... ...

.

..... ' 1 '

1, L

C

sis de Fisher

4) y,

por tanto, la constancia dcl tipo de inters real es-anic

en el tiempo. As pues, la igualdad de los tipos dc iiitcrs ex-ante no im-

plica sil conslancizi en el tiempo.

La estructura del trabajo es la siguiente: Tras esta introduccin, sc

presentan, en el apartado segiincto, los hechos estilizados que pueden e s

traerse de la evolucitin de los tilos cle inters nominales

y

de la tasa

clc

inflacin espaola

y

alenlaria.

E n

el apnitado tei.ccro, se recoge el marco

terico de la ecuacin de Fisher y de la paridad de interEs real.

E n

c 1

cuarto apartado, se realiza un andlisis univariante de cada una de las

scb-

ries, para determinar el orden de integrabilictad, y, a continiiacin, V

anlisis de cointegi.aci0n. En el qiiinto apartado, se analiza las implica-

ciones dinmicas de la hiptesis de Fisher v de la paridad de inters real.

Y por ltimo, el apartado sexto recoge las principales conclusioi~es. stas

conclusiones pueden resumirse de modo breve, diciendo que existe evi-

dencia del cumplimiento en el largo plazo del efecto Fisher ajustado por

impuestos, pero no as de la paridad de inters real.

2

E V O L U C I ~ N

DE LOS TIPOS DE INTERS E INFLACIQN

En este apartado se analiza la evolucin de los tipos de inters y de la

tasa de inflacin en Espaa y Alemania 5) con el fin de extraer conclusio-

ncs respecto de la relacin entre los tipos de inters nominales e inflacin,

entre los tipos de inters nominales nacionales y forneos y entre las tasas

de inflacin espaola y alemana. El perodo de tiempo considerado Finali-

za

eia junio de

1998

y, por tanto, no incluye la puesta en marcha del Euro.

Los datos utilizados son mensuales

y

se han obtenido del Boletn Es-

ladstico del Banco de Espaa. Para analizar la relacin entre los tipos dc

inters nominales e inflacin, los precios y tipos de inters utilizados, en

este apartado, son el ndice de precios al consumo IPC)

y el tipo de inie-

4) Caporale and Pittis

[19961.

5)

El hecho de que Alemania, durante el periodo considerado, tenga en Europa ca-

rcter de pas lder, dc tal forma que sus decisiones cn materia dc tipos dc intcrs arrastran

al resto de pases europeos y, sin embargo, las decisiones del resto de Europa le afectan po-

co,

ha

determinado que sea este pas, y no otro pais europeo, el que se haya considerado a

la hora de compararlo con Espaa, en lo que respecta a la evolucin del tipo de inters e in-

flacin que nos ocupa.


7/32

artculos Paz Rico Belda

EL

EFECTO

FISHERY

L PARIDAD

DE INTERBS

REAL

97

doctrinales

rs interbancario a un ao. Con respecto a la relacin entre los tipos de

inters nominales espaoles

y

alemanes se han considerado dos plazos:

el tipo de inters interbancario a tres meses el mibor en Espaa el fi-

bor en Alemania y el rendimiento de los bonos del Estado a diez aos.

Por ltimo la relacin entre las tasas de inflacin nacional y fornea se

analiza utilizando como precios el IPC de Espaa Alemania.

CUADRO

ESTAD~STICOSDESCFUPTIVOS

FUENTE

laboracin propia a partir de los datos del Boletn Esta-

dstico del Banco de Espaa.

NOTA

El perodo muestra1 abarca desde junio de 1982 hasta ju

nio de 1998.

Series

Mibor 1 ao

Dmibor 1 ao

Inflacin Espaa

Dinflacin Espaa

Inflacin Alemania

Dinflacin Alemania

CORRELAC I~N

Mibor Inflacin

Inflacin EspaalAlemania

Comenzando con la relacin entre los tipos de inters nominales e in-

flacin el Cuadro

1

recoge los estadsticos descriptivos ms representati-

vos de las series en niveles y primeras diferencias durante el perodo que

abarca desde junio de 1982 hasta junio de 1998. Durante dicho perodo

el tipo de inters medio a un ao es decreciente como lo muestra el signo

negativo de la primera diferencia de la serie. Asimismo la primera dife-

rencia de la tasa de inflacin presenta tambin signo negativo reflejando

el descenso de sta durante el perodo considerado. El coeficiente de co-

rrelacin en niveles entre el tipo de inters a un ao

la tasa de inflacin

es del 77 por 100 indicando un elevado grado de asociacin entre estas

variables. Por otro lado en el Grfico 1 puede observarse un claro para-

esviacin

Media

12 221

0 070

6 559

0 063

2 441

-0 019

Estndar

3 835

0 492

3 197

0 480

1 522

0 316

0 777

0 246


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98

Pnz Rico

B C I ~ ~

artculos

EL

EFECTO FISIIERY

LA

PAR IDAD DE I N T E R ~ ~ SEA L

doctrinales

lelismo en la evolucin de estas dos series, de forma que la mayor o me-

nor) inflaci6n tiende

a

trasladarse a tipos nominales de inters ms ele-

vados o reducidos). No obstante, la traslacion no parece total, al nienos

en el corto y medio plazo, por lo que la hiptesis de Fisher no parece

cumplirse.

GR FICO

E V O L U C I ~ N

DEL TIPO DE INTERS

U N

N O

Y DE LA TASA DE I N F L C I ~ N N

ESP

El Grfico recoge el tipo de inters real ex-post, obtenido descontando

.al tipo de inters nominal la inflacin observada, comprobndose que tien-

de a decrecer en perodos de aceleracin inflacionista y a aumentar cuan-

do la inflacin se modera. No obstante, hay que tener en cuenta que el tipo

de inters real ex-post puede no ser una buena

pv xy

del tipo de inters re-

al ex-ante, que se considera en las decisiones de inversin y consumo y al

que hace referencia la ecuacin de Fisher, si el tipo de inters nominal in-

cluye una importante prima de riesgo de inflacin o existen errores en las

expectativas de los agentes. l igual que el tipo de inters real ex-ante, es-

tas dos variables tampoco son observables. Ayuso y Lpez-Salido [1997] es-

timan conjuntamente, en el marco del CCAPM, y para el periodo que in-

cluye desde el tercer trimestre de 1979 hasta el cuarto trimestre de 1995, el

tipo de inters real ex-ante, la prima de inflacin y los errores en las

expec-

tativas de inflacin de los agentes. De acuerdo con sus resultados, el tipo

de inters real ex-ante a un ao presenta una reducida correlacin con el

tipo de inters real ex-post, indicando, por tanto, que ste no es una buena

pr xy del tipo de inters real ex-ante. Por otro lado, obtienen que la dife-

rencia entre ambos tipos de inters se debe, fundamentalmente, a los erro-

res en las expectativas de inflacin de los agentes, mientras que

la

prima


9/32

artculos

az

Rico Belda

doctrinales

EL EFECTO FISHER L P RID D DE INTERS RE L

99

GRAFICO

E V O L U C I ~ N

DEL TIPO DE INTERS REAL

EX-PONT UN o

por inflacin juega un menor papel. Asimismo, Ayuso [1996] estima los ti-

pos de inters reales ex-ante a medio y largo plazo 1, 3,

5

y 10 aos), du-

rante el perodo 1985-1995, y muestra que stos se han mantenido estables

entre el 4,5 y 5 por 100, lo que contrasta con la evolucin de los tipos de in-

ters reales ex-post que se muestran no slo ms variables sino tambin

ms elevados. Dado que el coeficiente de aversin relativa

al

riesgo estima-

do es pequeo, y por tanto es improbable que la prima por inflacin sea

elevada, Ayuso considera que la diferencia entre ambos tipos de inters re-

ales puede estar reflejando un cierto error de sobreprediccin, por parte de

los agentes, a la hora de anticipar el comportamiento j u r o de la tasa de

inflacin. Por otro lado, Alonso y Ayuso [1996] estiman, para el perodo

1970-1995, las primas por inflacin, a partir de su forma funcional terica

en el marco del CCAPM, y obtienen que stas han sido notablemente redu-

cidas 6) y estables.

Con respecto a las causas o razones que pueden explicar el incumpli-

miento de la hiptesis de Fisher, varias son las razones que se han argu-

mentado en la literatura. Una de estas explicaciones se le conoce como el

efecto Darby segn el cual el tipo de inters nominal es ms sensible a la

tasa de inflacin que lo que supone el efecto Fisher como consecuencia

de la presencia de impuestos. Cuando el efecto de los impuestos Darby

[1975]) es considerado es de esperar una respuesta del tipo de inters no-

6)

Por debajo

de

los

4

puntos bsicos.


10/32

7

IJ;17.

Rico Url


11/32

rtculos

Paz Rico Belda

EL EFECTO FISHER

Y L P RID DDE INTERS RE L

7

doctrinales

expectativas de inflacin, que no son observables

y

que pueden introdu-

cir sesgos en el anlisis.

Por lo que respecta a la relacin entre los tipos de inters nacionales y

forneos, los Grficos 3

y

muestran la evolucin de los tipos de inters

espaoles

y

alemanes a tres meses y diez aos, respectivamente. El pero-

do muestra1 abarca desde enero de 1977 a junio de 1998, en los tipos de

inters a tres meses, y de enero de 1992 a junio de 1998, en los tipos de in-

ters a diez aos. Como puede observarse, en los ltimos aos, los tipos

de inters espaoles

y alemanes evolucionan de forma semejante, indican-

do la clara dependencia de los tipos de inters espaoles de la evolucin

del tipo de inters alemn aunque, no obstante, los tipos de inters espa-

oles son superiores a los tipos alemanes. La causa de esta diferencia es la

prima de riesgo con la que los mercados venan penalizando a la peseta

por su inestabilidad histrica. La moneda nica implica obviamente la

desaparicin de las primas de riesgo sobre la peseta 7). No obstante, el

rasgo ms destacable es el estrechamiento de los diferenciales entre los ti-

pos de inters. principio de los aos noventa los diferenciales habituales

entre los tipos de inters espaoles

y

alemanes se situan en torno a los 3

4

puntos para el plazo de diez aos. Las tres devaluaciones de la peseta,

las dificultades por las que atraviesa el sistema monetario europeo y la

GRFICO

EVOLUCINDEL TIPO DE INTERS ESPAOL

Y ALEMN TRES MESES

7)

En el Grfico

3

se observa cmo a partir de

1989,

en que Espaa se incorpora al

Mecanismo de Cambios e Intervencin MCI) del SME, se reduce la variabilidad del tipo

de inters y

ste presenta una evolucin ms acorde con la del tipo de inters alemn.


12/32

7 2

P;II Rico

i3rl


13/32

rtculos az Rico BeIda

EL EFECTO FISHER Y L PARIDAD DE INTERS REAL

7 3

doctrinales

CUADRO

EST DSTICOS

ESCRIPTIVOS

FUENTE:laboraci6n propia a partir de los datos del Boletn Esta-

dstico del Banco de Espaa.

NOTA:

Perodo muestral tipos a largo plazo: 1992.01-1998.06.

Periodo muestral tipos a corto plazo: 1977.01-1998.06.

Series

Tipo 10

aos Espaa

Dtipo

10

aos Espaa

Tipo

10

aos Alemania

Dtipo

10

aos Alemania

Mibor

3

meses

Dmibor

3

meses

Fibor

3

meses

Dfibor 3 meses

C O R R E L A C I ~ N

Mibor Fibor

Tipo

10

aos EspaalAlemania

desde.enero de 1992

y

junio de 1998, puesto que se sita por encima del

88 por 100, tanto en los tipos de inters a tres meses como el de 10 aos.

Si se considera todo el perodo para el que se dispone de datos del tipo

de inters a tres meses, el coeficiente de correlacin es de tan slo el 39

por 100, lo cual indica que en los ltimos aos incrementa el grado de

asociacin entre los tipos de inters como consecuencia del proceso de

convergencia necesario para cumplir con los criterios de Maastricht y en-

trar en la primera fase de la Unin Monetaria (8).

Por ltimo, y con respecto a la relacin entre la tasa de inflacin de

Espaa

y

Alemii a , el Grfico 5 y Cuadro 1 reflejan una mayor tasa me-

dia de inflacin en Espaa que en Alemania, al mismo tiempo que la vo-

esviacin

8)

El coeficiente de correlacin entre el mibor y el fibor durante el perodo que

abarca desde la entrada de Espaa al

MCI

en 1989 hasta junio de

992

es del 86 por

100,

lo que indica que la plena incorporacin de Espaa al SME conllev una mayor relacin

entre ambos tipos de inters al reducirse la incertdumbre cambaria.

Media

9,369

0,078

6,507

0,040

13,244

0,039

6,306

0,005

Estndar

2,279

0,849

0,859

0,171

4,221

1,282

2,517

0,357

0,393

0,888


14/32

7 4

U Rico Bcldn

artculos

EL

EFECTO FISIIEKY L

P R I D D

DE INTERSREAI

doctrinales

latilidad del proceso de inflacin es sistcnxtican~ente ls alta en Espri-

a que en Alemania. No obstante, en los ltimos aos se produce un pro-

,.'.'.,\

, ,, ,.,, ,,.,. .

L i i i ~

peos, de tal forma que el diferencial de inflacin se sita en 0 68 puntos

en junio de

1998

frente a los 4 puntos de principios de los noventa. E n

promedio la tasa de inflacin espaola cae a lo largo del perodo nl ig~iiil

que sucede con la alemana, pero no obstante, y fruto de la co~ivc~.gencia,

la reduccin de la tasa de inflacin en Espaa es mayor que la que tienc

lugar en Alemania.

GRAFICO

EVOLUCION DE LA TASA DE

I N F L A C I ~ N

ESPANOLA Y ALEMANA

3. MARCO TERICO

En este apartado se deriva la ecuacin de Fisher ampliada a partir de

las relaciones de equilibrio entre los rendimientos nominales

y

reales de

los diferentes activos financieros existentes en la economa, de acuerdo

con el modelo estocstico intertemporal de valoracin de activos finan-

cieros conocidos como el CCAPM (9).

9 )

Vase

ucar [1978].


15/32

rtcdos

Paz Rico Belda

doctrinales

EL EFECTO FISHER LA PARIDAD DE

INTERS

REAL

7 5

El CCAPM parte del supuesto de que los agentes eligen la composi-

cin de sus carteras para maximizar la utilidad esperada de la senda infi-

nita de consumos futuros contingentes y que su nica fuente de riqueza

es, precisamente, el rendimiento de dicha cartera 10). En cada perodo t,

los agentes resuelven el siguiente problema:

Ma E, P u

1 0

[ll

sujeto a la restriccin:

donde es un parmetro de preferencia temporal; C,, el consumo real del

individuo en el momento

S

W a cantidad real invertida en el

momento s en un activo financiero que vence dentro de perodos y cuyo

rendimiento nominal incluida la devolucin del principal) es Rs ,+,,y, fi

nalmente, Ps es el nivel general de precios en el momento s

Las condiciones de primer orden del problema anterior lleva a:

donde RMS es la relacin marginal de sustitucin entre consumo futu-

ro y consumo presente. Este conjunto de condiciones de optimalidad im-

plica que los rendimientos reales esperados, descontados segn la rela-

cin marginal de sustitucin entre consumo presente

y

consumo futuro,

de todos los activos financieros debe ser, en equilibrio, iguales entre s.

Considerando activos cuya rentabilidad nominal sea sin riesgo y que

k

es igual a 1, la condicin [3] quedara como:

Si se considera ahora activos financieros cuya rentabilidad est expre-

sada en trminos reales, la condicin

[3]

quedara en este caso:

10)

Posteriormente, y siguiendo a Crowder y Hoffman, se considera que el rendi-

miento est sujeto a una tasa impositiva t.


16/32

706

nz Rico R I ILI artculos

EL

EFECTO

FISIIER Y

L

P R I D D D E

INTERPS

R E L

doctrinales

donde RR s el rendiniiento real e11 del activo con plazo

l 1

Para los

activos Financieros cuya rentabilidad real sea sin riesgo, la condicin

[

I

qu d*i

i .

Toinando logaritn1os cn las expi-csioncs 141 y 161 y restndolas se ob-

ticnc:

donde i , , cs el logai.itn~o el rendin1ien1.onominal dc

LII I

bono c~ ipn e

ro emitido en

y

con vencimiento un perodo y

r

,, cs el logaritnio del

rendimiento real de un bono cupn cero e indiciado eniitido en con un

plazo de maduracin igual a un perodo.

Si se supone que la relacin marginal de sustitucin y el cociente de

precios siguen una distribucin logartmico normal, la ecuacin anterior

quedara:

donde y n , log

;

) ~ms .. lag

RMS,. , .

La ecuacin [8] indica que el tipo de inters nominal est positiva-

mente relacionado con el tipo de inters real y la tasa de inflacin espe-

rada como en la ecuacin original de Fisher. Sin embargo, la covarian-

za e nt re la relacin marginal de sustitucin y la tasa de inflacin

(tercer trmino de la ecuacin [8]) y la varianza de la tasa de inflacin

(ltimo trmino de la ecuacin [8]) entran tambin en esta relacin di-

ferencindola de la conocida ecuacin de Fisher. Cada uno de estos su-

mandos tiene una interpretacin econmica diferente. La prdida del

poder de compra del dinero viene recogida por la tasa de inflacin es-

perada y por la varianza condicional de la inflacin. La covarianza en-

tre la relacin marginal de sustitucin y la tasa de inflacin puede in-

terpretarse como la prima de riesgo exigida al activo cuyo rendimiento

es seguro en trminos nominales, pero arriesgado en trminos reales.

Como se ha comentado en el apartado anterior, Alonso y Ayuso [1996]

estiman las primas de riesgo de inflacin y obtienen que stas han sido

reducidas estables.


17/32

rtcdos az

ico

Belda

doctrinales

EL

EFECTO

FISHER Y L P RID D DE INTERSRE L

7 7

Crowder y Hoffman [1996] onsideran que los rendimientos nomina-

les de los bonos cupn cero estn sujetos a una tasa impositiva marginal

t de tal forma que la ecuacin generalizada de Fisher queda:

1

il.l+l 1 -7 ~ l , l i +El

n1,1+1) cov ~s1,1+1,

C l , , l >

-

ar

n1,1+1)

[91

2

Si se suponen expectativas racionales:

nf.I+l El n1,1+1) ElCl El E,+,) 0

[lo1

se puede reescribir la ecuacin de Fisher ampliada

y

ajustada por im-

puestos de la siguiente forma:

7CI

1 + 1

Pl, I E,,

+1

Zf,l+l El+,

1

- n

donde p, ,ecoge el tipo de inters real menos la varianza condicional de

la inflacin y

El,

+, es la prima de riesgo exigida en t .

Generalmente se supone que la rentabilidad real, la prima de riesgo y

el error de expectativas son variables estacionarias, no as el tipo de inte-

rs nominal

y

la tasa de inflacin. Si el tipo de inters nominal y la tasa

de inflacin son ambos integrados de orden uno, bajo el supuesto de que

el tipo de inters real

y

la prima de riesgo son estacionarios, debern de

estar cointegrados en un vector de cointegracin

3.2.

L

PARIDAD

DE INTERES RE L

.

La

paridad del poder de compra PPC) en su versin relativa indica

que la tasa de depreciacin del tipo de cambio vendr determinada por el

diferencial de inflacin:

donde

s

es el logaritmo de la tasa de cambio spot en t definido sobre la

moneda del pas extranjero;

n

es la tasa de inflacin definida como el lo-

garitmo del cociente de los ndices de precios entre

t

y

t

m,

el asterisco

se refiere al pas extranjero.

La paridad no cubierta de inters PII) afirma que el diferencial de in-

tereses es igual. a la depreciacin esperada del tipo de cambio:

E, sl+,,,

,) i,,,,, ?,,,

[131


18/32

7 8

Paz

Rico

L 3 1 8 ~ t ~ i i

rtculos

EL EFECTO FISIIER S L P R I D D D E INTERS

REAI.

doctrinales

donde i, es el tipo de inters nomii~al-iacioilal al plazo r z en el nioimen-

Lo

t

e i:,,, es el tipo de inters forneo al plazo 7 en t

bl 10s igcllLcbL I L I ~ I / . ~ I Id PP p~lld 1 I I I C I I c . \ ~ c L L ~ L I v ~ L ~U ~ I C1

id-

sa dc depreciacin dcl tipo de cumt->io, blcridrA11 cliic Csta se15 gual a la

difci-encia entre la inflacin esperada en u pas E,(n,,,,,)

la

inl lacin es-

pelada exterior I: ,

nl;,,,):

que piicclc i.ccscribirsc coiiio:

de tal forma que, haciendo uso de la ecuacin original de Fisher, los tipos

de inters reales ex-ante son iguales. Esta relacin se conoce como la

ecuacin internacional de Fisher.

Si suponemos expectativas racionales, la ecuacin [15] queda:

con lo que el diferencial de los tipos de inters nominales ser un pre-

dictor insesgado del diferencial futuro de inflacin. Para ello los tipos

de inters reales entre pases deben de ser iguales. Esta relacin est

basada en que se cumple la ecuacin original de Fisher, pero si, como

se ha visto en el apartado anterior, se tiene en cuenta el riesgo de de-

preciacin por inflacin de los activos y los tipos impositivos que gra-

van los rendimientos de los activos se obtiene una ecuacin de Fisher

ampliada por la prima de riesgo

y

ajustada por impuestos. En ese caso,

el tipo de inters real menos la varianza condicional de la inflacin ms

la prima de riesgo de un determinado pas, todo ello ajustado por im-

puestos, deber ser igual al tipo de inters real menos la varianza con-

dicional de la inflacin ms la prima de riesgo del otro pas, tambin

ajustada por su tasa impositiva:

siendo pbs1 p;O ,,,os tipos de inters reales ms la varianza condicional de

la inflacin del pas y del exterior, respectivamente, y kl ly k? l las primas

de riesgo por inflacin nacional y

fornea, respectivamente. De esta for-


19/32

rtculos Paz Rico elda

doctrinales

EL

EFE TO

FISHER LA

PARIDAD

DE INTER S REAL

7 9

ma la paridad de inters real ampliada y ajustada por impuestos se-

r l11:

Esto implica que los diferenciales de inflacin deben de estar ajusta-

dos por los tipos impositivos marginales de cada pas, de tal forma que,

si se consideran los impuestos, la PPC se modifica y queda como:

Por tanto, en el anlisis emprico se va a tener en cuenta la tasa impo-

sitiva marginal de Espaa

y

Alemania con el fin de ajustar los datos.

Para contrastar el cumplimiento a largo plazo de la ecuacin interna-

cional de Fisher corregida por impuestos y ampliada por la prima de

riesgo de cada pas, se aplica el procedimiento de Johansen al vector de

variables que recoge el tipo de inters espaol y alemn, y la tasa de in-

flacin, espaola

y

alemana. De esta forma se determina el nmero de

vectores de cointegracin existentes entre las series y si estos vectores se

corresponden con la PPC y PII que estn detrs de la paridad de inters

real. Hay que tener en cuenta que a largo plazo el tipo de cambio perma-

nece constante con lo que si se cumple la PII se obtendr un vector de

cointegracin 1, -1) entre los tipos de inters nominales y si se cumple

la PPC se obtendr un vector 1,

:

entre las tasas de inflacin.

Posteriormente, el vector de correccin de error revelar la dinmica en-

tre estas variables.

4

RACES UNITARIAS Y RELACINDE LARGO PLAZO

Los datos utilizados para analizar la ecuacin de Fisher son el mibor

a tres meses y un ao y el IPC, con el que se obtiene la tasa de inflacin

trimestral anualizada

y

la tasa de inflacin anual. Por su parte, para ana-

lizar la paridad de inters real se ha utilizado el mibor

y

el fibor a tres

meses y

el IPC, tanto espaol como alemn, con l que se obtiene la tasa

de inflacin trimestral anualizada de ambos pases.

11)

Se ha obviado el

trmino

de

error.


20/32

71

Pn .

iro

Urlcio

artculos

EL EFECTO F ~ S ~ I E RI A P A R I D A D DE I N T E R ~ SE A I

doctrinales

Para dctei-minar el orden de integi.abilidad de cada una de las series,

se analizan las fuiiciones de autocorrelacin muestral

y

parcial, en nivc-

. . .

~

n

7

r - \ 1

.

.c. .>L ~ . . ..


21/32


22/32

712

Pal

Rico Uclrln

artculos

EL

EFECTO

PISIIER

Y LA PAR IDAD DE INTERS HEA I

doctrinales

Estc ni.todo es, por tanto, el adecuaclo para conti.astar y determinar cl

nn1er.o de vectores de cointegracin en sistemas multivariantes en los

YLlL ~ L I C ~ C I I

h l > i l l

Ill lb CIC U11

VCLLUl I

LUIIIICgl lLIOIl. S01;1111~ll~eU I lCI U

N 2 es posible demostrar que el vector de cointegracin es nico y cn es-

tc caso la metodologa de Engle y Granger [ 987] podra ser vlida. Ahora

bicn, cabe pregiintai-se cui l es la ganancia, si la hay, de aplicar el ii~todo

de Johansen a un sistema bivariante en lugar del mtodo de Engle

y

Gran-

ger. En el caso de un sistema bivariante en el que la causalidad entre

Ins

variables fuera en ambas direcciones, el contraste de cointegracin en

cl

marco de un vector autoregresivo sera el ms adecuado, siendo suficiente

la n~etodologa e Engle y Granger si la causalidad tiene una nica dircc-

citi y, por tanto, una variable es exgena. Plantear la cointegracin en el

marco de un modelo autoregresivo permite estimar la relacin dinmica

entre variables conjuntamente endgenas sin imponer

a

pr or fuertes res-

tricciones, como, por ejemplo, la exogeneidad de alguna de ellas.

Por tanto, la razn por la cual se aplica el mtodo de Johansen para

contrastar la existencia de cointegracin entre la inflacin y el tipo de in-

ters nominal, tal y como establece la ecuacin de Fisher, es permitir

1

pr or

que la relacin de causalidad vaya en ambos sentidos, es decir,

las dos variables estn mutuamente interrelacionadas. Posteriormente se

realiza un test de causalidad en el sentido de Granger que permite com-

probar el orden causal entre las variables.

El Cuadro 5 presenta los resultados del contraste de cointegracin que

implica el efecto de Fisher. Los resultados de la parte superior del cuadro

suponen que la tasa impositiva marginal z es constante y desconocida y,

por tanto, estn obtenidos a partir de datos no ajustados por impuestos.

El vector de cointegracin se estima bajo tres especificaciones alternati-

vas respecto de los componentes deterministas. Una especificacin que

permite la presencia de tendencia determinista en los datos que es elimi-

nada en el vector de cointegracin. Una segunda especificacin que no

permite tendencia en los datos e incluye una constante en la ecuacin de

cointegracin. Y por ltimo, una tercera especificacin que no permite

tampoco la presencia de tendencia en los datos, pero no incluye una

constante en la ecuacin de cointegracin. Puesto que las tres especifi-

caciones estn anidadas, estas restricciones son contrastadas utilizando

el ratio de verosimilitud descrito en Johansen [ 994] y en el cuadro se in-

cluye nicamente la especificacin que ha resultado ser no rechaza-

da (12).

12)

Para el plazo de tres meses no se ha podido rechazar la tercera especificacin y

para el plazo de un ao la segunda.


23/32

artculos Paz Rico Belda

doctrinales

EL EFECTO FISHER LA PARIDAD

DE

INTERS REAL

7 3

CUADRO

TEST DE COINTEGRACI~N:TODODE JOHANSEN.

EFECTO FISHER

Valorpropio

Ratio de Valorl Vector de

vevosimilitud crtico coi~ztegracin

3 MESES 1 ANO

Ratio de Valor Vector de

Vaiorpropio

1 1 1

erosimilitud crtico cointegracin

Ratio de Valor Vector de Ratio de Vulor

plUpio

alorpropio

verosinzilitud crtico coilztegraciiz verosimilitud crtico

0,088456

r

25,63 12,53 1 0,188206

r

40,22 19,96

0,011083 r l 1 2,75 3,84 -1,21439 0,013614 r.5 1 2,75 2,48

0,22101)

O, 17075)

Vector de

cointegraciiz

1

-1,47303

0,18648)

NOTAS: l nmero de retardos se ha seleccionado segn el criterio de informacin de Schwarz.

En el plazo a tres meses se han considerado dummies estacionales.

Pesodo inuestral: 1982.06-1998.06.

Como puede observarse, no se puede rechazar la hiptesis de que exis-

te un vector de cointegracin en este sistema bivariante (13). La eviden-

cia obtenida con datos sin ajustar por impuestos sugiere que existe un

vector de cointegracin entre el tipo de inters a tres meses

y

la tasa de

inflacin esperada para el prximo perodo. Luego, el tipo de inters real

ex-post es estacionario alrededor de una media constante. largo plazo

el tipo de inters nominal incrementa en 1,21 ante un incremento en una

unidad de la tasa de inflacin. Asimismo, tambin se obtiene un vector

de cointegracin entre el tipo de inters a un ao y la tasa de inflacin

(13)

Dado que el procedimiento

de

Johansen es menos robusto que el de Engle y

Granger (ver Gonzalo [1998]) se ha realizado tambin este ltimo contraste confirmando

la existencia de cointegracin entre las variables.


24/32


25/32

rtculos

az

Rico Belda

doctrinales

EL EFECTO

FISHER Y

L

PARIDAD E INTER S

RE L

7 5

alemanes y las tasas de inflacin de estos pases, corregidas por la tasa

impositiva marginal de cada pas.

l

igual que antes se han considerado

tres especificaciones alternativas respecto de los componentes determi-

nistas aunque el cuadro tan slo recoge la que resulta ser estadsticamen-

te significativa 16). Como puede observarse, la evidencia estadstica su-

giere que existen dos vectores de cointegracin entre los tipos de inters

y tasas de inflacin espaolas y alemanas.

El Cuadro 6 incluye vectores de cointegracin en cada uno de los cuales

se ha considerado como variable de normalizacin una variable distinta.

Estos vectores normalizados indican que se cumple la ecuacin de Fisher

ajustada por impuestos, tanto para el caso espaol como para el caso ale-

mn, pero no existe evidencia del cumplimiento ni

de la PPC ni de la PII,

que estn detrs de la paridad de inters real, lo que implicara que a largo

plazo los tipos de inters reales de ambos pases son estacionarios pero no

se mueven 1 a 1 entre s. No obstante, la existencia de ms de un vector de

cointegracin implica que la forma estructural que liga a las variables no

puede ser recuperada. Cualquier combinacin lineal de vectores de cointe-

gracin es tambin un vector de cointegracin, con que lo no es posible

una interpretacin directa. As pues, se hace necesario contrastar las hip-

tesis basadas en fundamentos econmicos para descubrir cualquier posi-

ble relacin estructural. Por esta razn se procede a contrastar la PPC

y

PII

y los resultados del test A indican que stas no se cumplen, es decir, du-

rante el perodo considerado ni las tasas de inflacin espaola y alemana,

ajustadas por impuestos, estn cointegradas en un vector 1, 1) ni lo es-

tn los tipos de inters nominales espaol y alemn. Sin embargo, la evi-

dencia estadstica indica que la hiptesis de Fisher ajustada por impuestos

se cumple tanto en Espaa como en Alemania. Por tanto, se puede con-

cluir que a largo plazo los tipos de inters reales de ambos pases son esta-

cionarios, tal como establece la hiptesis de Fisher, pero no se mueven

1 a 1 entre s como implica la paridad de inters real.

5.

IMPLICACIONES DE LA DINMIC

La existencia de una relacin de largo plazo recogida por la hiptesis

de Fisher permite obtener un vector bivariante de correccin de error

16)

Se ha aceptado la especificacin que no incluye constante en el vector de cointe-

gracin.


26/32

7 6

Prir

Rico Bcldn artculos

EL EFECTO FISIIEK

Y

LA PARIDAD DE INTE RS REAL

doctrinales

VEC)

que revelar la dinmica del tipo d intei-s noniinal

e

iilflacin v

el orden caiisal entre inflacin y tipos de inters:

i

A X , = ~ ~ X , , ~ ~ , A X , , E , [ 3

donde

A ,

cs cl vcctoi bivariante que incluye el tipo de inters noniii>nl

a.justado por inipuesios y la tasa

de

inflacin, y l a@ on vectorcs 2 x l

El

Cuadro 7 recoge el resumen de los resultados de la estimacin

dcl

VEC

y

como puede comprobarse el coeficiente de correccin de error c 5

estadsticaniente significalivo, tanto en el tipo de inters

a , )

como en

I;i

tasa

de

inflacin

a,),

y para los dos plazos considerados. Esto implicii

que las desviaciones del equilibrio a largo plazo tiene efectos significati-

vos tanto en la tasa de inflacin futura como en el tipo de inters.

Por

CUADRO

VECTOR

DE

CORRECCIN

DE

ERROR.

EFECTO FISHER

NOTAS: atos ajustados por impuestos. Los valores entre parntesis son las desviaciones estndar

corregidas por el mtodo de Newey y West. Perodo muestral: 1982,06-1998,06.


27/32

artculos

az

Rico Belda

doctrinales

EL EFECTO FISHER Y LA PARIDAD DE INTERS REAL

7 7

tanto, en ambas variables se rechaza la hiptesis de exogeneidad dbil

que implica que el parmetro

a

que representa la velocidad de ajuste al

equilibrio, es distinto de cero.

El Cuadro 7 recoge tambin los resultados del contraste de causalidad

de Granger que permite concluir sobre el orden causal entre inflacin y

tipo de inters. El contraste de Granger consiste en:

Sean dos series temporales estacionarias y ergdicas,

X Y,, y

sea

F X,/Z,.,)

la distribucin condicional de

X

ado un conjunto de informa-

cin

Z,-,

que recoge los valores desfasados de

X Y .

La serie

Y

no causa

X en el sentido de causalidad estricta de Granger si:

F X, IZ,.,) =F X,12 )

1,2, i241

donde el conjunto de informacin Z: excluye los valores desfasados de la

serie Y .

Si por el contrario la igualdad [24] no se cumple, entonces los valores

desfasados de

Y

ayudan a predecir los valores actuales y futuros de

X

y,

por tanto, se dice que

Y

causa a

X

n el sentido de Granger.

Para hacer el contraste de causalidad de Granger se lleva a cabo un

contraste estndar conjunto

F

de restricciones de exclusin para deter-

minar si los valores desfasados deX ienen poder de prediccin significa-

tivo en Y y al contrario ver Pea y Rubio [19981).

Dado que las variables corresponden a series anuales y la periodicidad

de los datos es mensual se produce el solapamiento de las observaciones,

con lo que los errores de prediccin presentan autocorrelacin por lo que

las desviaciones

estndar se han corregido por el mtodo de Newey y

West 1987).

Los contrastes F revelan que el mibor causa en el sentido de Granger a

la tasa de inflacin pero sta ltima no causa

al

mibor en el sentido de

Granger, tanto para el plazo de tres meses como un ao. En conrlusin, los

cambios de los tipos de inters tienen poder predictivo sobre la tasa infla-

cin. Luego a corto plazo, los cambios de los tipos de inters nominales y

del tipo de inters ex-post son predictores de las expectativas de inflacin.

Estos resultados se diferencian de los obtenidos por Crodwer y Hoffman

dado que para ellos la tasa de inflacin presenta exogeneidad fuerte

y

por

tanto, el tipo de inters no contiene informacin sobre la tasa de inflacin

futura por lo que no podr ser utilizado por los gestores de poltica econ-

mica como predictor de las expectativas de inflacin 17).

17)

No obstante, hay que comentar que Tzavalis y Wickens [1996] obtienen que el

tipo de inters real contiene informacin sobre la tasa de inflacin Futura y este resultado

contradice la exogenidad fuerte encontrada por Crowder y Hoffrnan.


28/32

7 8

I>;IZ Rico

U ~ I ~ ; I artculos

EL

EFECTO

FIS I IEKY L A P A R I I A I DE

INTERS

KI:AI

doctrinales

El Cuadro

7

recoge la suma dc los cuadrados de los residuos que sc

obtienen con el vector de correccin de error v con un modelo autoregi-c-

sivo, Laiito pa1.a l a vai iable tipo

dc

iiilei es coiiio Lasa clc iiillacioii. slo

permite analizar la ganancia que se obtiene al utilizar un vector de co-

rreccin de error frente a un modelo aiitoregresivo. En el caso de la infla-

cin, el poder predictivo de los tipos de inters nominales y reales pci-mi-

te una ganancia de alrededor el

1

por 100, por lo que deberan

clc

sci

variables a tener en cuenta por los gestores de poltica monetaria a la

ho

ra de predecir las expectativas de inflacin.

El Grfico

6

recoge la funcin de respuesta impiilso qiie describe

la

respuesta de cada una de las variables endgenas, lipo de irilci-6s c infln-

ciii, iina iriiiovuciii. U i i slioclc u iiiiiovacin caiisn c.11 el sistema i i i i

GRAFIC~

F U N C I ~ N ESPUESTA IMPULSO DE LAS VARIABLES

Respuesta del MIBORIA

a

una hnovacibn

Respuesta de MIBOR3M a una Innovacin

0.4.

0.2.

0.0..

4.2,.

....................

...................

.....

..

s

.

1.0.

0.8.

0 0

0.4.

. . . . . . .

0.2.

J

I 0 1 S z o 2 5 3 0 ~ 8 iB i5 20 ' '25

M

&

1 MBORlA ..... N F A W L

1 M I B O R 3 M . 1NFTRIMEq

Respuesta de

la

INFANUAL a una hnovaclbn

Respuesta de la INFTRIMES a una Innovacin

0.5.

2.0.

:

..

, .......-......

.........

.,

.......

./

o.o,, : ,

0.4.'

0.3.

0.2.

0.1.

0.0.

4.1

S

ib

15

2;0

5

b

35

1 MHOR1A ..... NFANUAL

1.5.

1.0.

/S

........

..

......

_..............................

......

. .

i


29/32

artc~los Paz

Rico

elda

doctrinales

EL

EFECTO

FISHER

L

P RID D

DE

INTERS RE L

7 9

movimiento hacia un nuevo equilibrio. En el plazo de tres meses, la in-

flacin alcanza el nuevo equilibrio hacia veinteavo mes, mientras que el

tipo de inters no lo alcanza antes del mes veintisis. En el plazo de un

ao, de nuevo vuelve a observarse que el mibor tarda ms que la infla-

cin en alcanzar el nuevo equilibrio. El mibor a un ao responde a una

innovacin, tanto del tipo de inters como de la inflacin, con una cada

brusca para luego ir paulatinamente alcanzando el equilibrio hacia el

mes treinta. Por su parte, la inflacin responde a una innovacin de for-

ma ms moderada que el mibor por lo que alcanza el equilibrio ms

pronto.

El ajuste ms lento del tipo de inters nominal implica que durante el

perodo de transicin el tipo de inters real ex-post no permanece cons-

tante

y ello explicara la relacin negativa, que algunos autores, encuen-

tran entre la tasa de inflacin y el tipo de inters real.

El Cuadro recoge la dinmica del vectoi que recoge los tipos de inte-

rs espaol

y

alemn y las tasas de inflacin espaola

y

alemana. Como

puede observarse, el vector de cointegracin que representa la ecuacin

de Fisher ajustada por impuestos para el caso espaol Cointl) slo re-

sulta ser significativo para el mibor y

la tasa de inflacin espaola no

afectando a las variables alemanas. Por tanto, el fibor

y

la tasa de infla-

cin alemana presentan exogeneidad dbil respecto al primer vector de

cointegracin

y

las desviaciones del equilibrio a largo plazo entre la infla-

cin espaola

y

el mibor no tienen efectos significativos sobre las varia-

CUADRO

VECTOR DE CORRECCINDE ERROR.

PARIDAD DE INTERS REAL

NOTA: os valores entre parntesis son las desviaciones estn-

dar corregidas por el mtodo de Newey y West.

Cointl

Coint2

ain l~ lc

-0,037

0,025)

0,345

0,064)

amlbui.

-0,068

0,016)

0,038

0,025)

af bo

-0,003

0,004)

-0,010

0,008)

ainlcip

0,277

0,055)

-0,223

0,098)


30/32

72

llar Rico B C I ~ ~ I rtculos

EL EFECTO FISllEll Y

L P R I D D

DE INTIJRPS R E L

doctrinales

bles alemanas. Con respecto al segundo vector de cointegracin Coint2),

que coincide con la ecuacin de Fisher ajustada por impuestos para Ale-

iiiaiiid, iio icsuiia bci sigi ii Ii~a~ivoii cj Iiboi y si cii el 1-cs~o

e vai.iabies.

De esta forma se puede concluir que cl fibor presenta exogeneidad dbil

respecto al segundo vector de cointegracin, mientras que las variales es-

paolas liaii rcspoiidido las variaciones del tipo de inters real ex-posi

alemn.

6.

CONCLUSIONES

En este trabajo se ha encontraclo evidencia favorable

a

la verificacitiii

en el largo plazo del efecto Fisher ajustado por impuestos, pero no as d c

la paridad de inters real,

y

por tanto, el comportamiento del tipo de i i i -

tei-6s real diirante el perodo considerado viene determinado por la hip-

tesis de Fisher, pero no por la paridad de inters real. Si no se consideran

los impuestos, un incremento del

1

por

100

en la tasa de inflacin conlle-

va un incremento mayor del 1 por 100 en los tipos de inters nominales,

de tal forma que la rentabilidad real neta de impuestos se mantiene cons-

tante. Despus de ajustar los efectos de los impuestos, un cambio en la

tasa de inflacin se refleja enteramente en los tipos de inters nominales,

tal y como indica la ecuacin de Fisher. Por tanto, estos resultados pro-

porcionan evidencia favorable al cumplimiento del efecto Darby en la

economa espaola. Por otro lado, a corto plazo el ajuste ms lento del ti-

po de inters nominal que el de la tasa de inflacin supone que el tipo de

inters real no permance constante.

Varias son las implicaciones de poltica econmica de estos resulta-

dos. En primer lugar, los tipos de inters tienen capacidad para anticipar

el comportamiento futuro de la tasa de inflacin y, por tanto, pueden ser

utilizados por la autoridad monetaria como indicadores a la hora de fijar

los objetivos de inflacin a largo plazo. En segundo lugar, dado que a

corto y medio plazo el efecto Fisher no se cumple, el tipo de inters real

puede utilizarse como instrumento de poltica econmica para influir so-

bre las decisiones de consumo e inversin.

Por otro lado, se ha obtenido evidencia de que durante el perodo

considerado los tipos de inters reales en Espaa y Alemania han sido

estacionarios pero no ha sido posible concluir que stos hayan compar-

tido tendencia, tal

y

como cabria esperar si se hubiera cumplido la pari-

dad de inters real. Durante el perodo considerado en el que Espaa re-

aliz un gran esfuerzo respecto a la convergencia en tipos de inters e


31/32


32/32

El Efecto Fisher

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