El resultado fiscal estructural en la Argentina: 1983-2010 · Introduccion Metodolog´ıa y...

Introduccion Metodologıa y Estimaciones Resultados Hacia una polıtica de superavit estructural Conclusion Referencias Anexos

El resultado fiscal estructural en la Argentina:

1983-2010

Alejandro GayMatıas Escudero

Instituto de Economıa y FinanzasUniversidad Nacional de Cordoba

XXIII Seminario regional de polıtica fiscalCEPAL, Santiago de Chile, 20 de enero 2011

El resultado fiscal estructural en Argentina: 1983 - 2010 Gay-Escudero (2011) IEF-UNC


Hoja de ruta

1 Introduccion

2 Metodologıa y EstimacionesDefiniendo el superavit estructuralEstimacion de las elasticidadesCalculo de la brecha del PIB

3 ResultadosEl superavit primario estructuralImpulso Fiscal

4 Hacia una polıtica de superavit estructuralLa experiencia de ChileHacia una regla para Argentina

5 Conclusion



Introduccion

Los problemas economicos argentinos han estado vinculados a undesacertado manejo de la polıtica fiscal.

Recurrencia de los deficit fiscales en Argentina→ Lımites al crecimiento sostenido.

La situacion fiscal se fortalecio a partir del 2003, sin embargo:

¿Cuan significativa fue la mejora?

¿Se mantuvo en el tiempo?

¿El deterioro luego de la crisis internacional es transitorio?



Introduccion

El resultado fiscal estructural

Representa el saldo presupuestario hipotetico que deberıaobservarse si la economıa estuviese en situacion de pleno empleo yel precio de los commodities en su valor de equilibrio de largoplazo.

Es una medida adecuada para analizar la evolucion del resultadofiscal ya que elimina el efecto del ciclo economico (y de loscommodities) sobre la recaudacion y el gasto.



Introduccion

Resultado primario Sector Publico Nacional no Financiero

1983 1986 1989 1992 1995 1998 2001 2004 2007 2010-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

SUPERAVIT PRIMARIO (corregido)SUPERAVIT PRIMARIO



Introduccion

Derechos de exportacion

Tx (% PIB - Eje Izquierdo) Tx (% Ingresos corrientes - Eje derecho)

1983 1986 1989 1992 1995 1998 2001 2004 2007 20100.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

3.0

3.5

4.0

4.5

0

2

4

6

8

10

12

14

16



1 Introduccion




5 Conclusion



Definiendo el superavit estructural (SE)

El superavit primario (SPt) puede descomponerse en estructural(SEt) y cıclico (SCt):

SPt = SEt + SCt (1)

Donde el componente estructural se define como:

SEt = TCAt − GCA

t −

(

TX ,t − T SX ,t

)

(2)

SEt = Tt

(

Y ∗

t

Yt

)

εT

− Gt

(

Y ∗

t

Yt

)

εG

−

[

TX ,t − TX ,t

(

P∗

t

Pt

)]

(3)



Definiendo el superavit estructural (SE)

Donde se tiene que:

Tt , Gt y TCAt , GCA

t : recursos y gastos observados, y ajustados.Yt , Y

∗

t : producto observado y potencial.εT , εG : elasticidades de ingresos y gastos.TX ,t : recaudacion por derechos de exportacion (retenciones).TX ,t − T S

X ,t: componente cıclico de la recaudacion por retenciones.

P∗

t : precio de largo plazo de commodity de referenciaPt : precio observado de commodity de referencia.



Estimacion de las elasticidades

Metodologıa de cointegracion.

Ventajas:

Interrelacion entre las variables endogenas.

Simultaneidad en la estimacion.

Un modelo de correcion al equilibrio explica la dinamicade la recaudacion, el gasto y el PIB.



Estimacion de las elasticidades

Sea Xt = (lnYt , lnTt , lnGt)′

El modelo VAR cointegrado que explica la dinamica es:

∆Xt = ΠXt−1 + Γ1∆Xt−1 + ...+ Γk−1∆Xt−k+1 +ΦDt + εt (4)

Tendencia y quiebres en tendencia en el vector decointegracion.

Constante, variables dummies estacionales centradas,variables dummy puntuales en el modelo.

El numero optimo de rezagos es de 2 (Lag reduction test)



Cointegracion: Resultados

Existen dos vectores de cointegracion.

Imponiendo restricciones obtenemos:

β′

LY LT LG T85:1 T88:1 T90:3 T95:3 T99:3 T02:1 Trendβ1 −0,43

[−3,67]0,00[NA]

1,00[NA]

−0,05[−7,31]

0,04[9,86]

−0,04[−8,91]

0,01[4,30]

0,01[3,86]

−0,03[−7,90]

0,03[4,42]

β2 −1,14[−4,93]

1,00[NA]

0,00[NA]

0,00[NA]

0,00[NA]

0,00[NA]

0,00[NA]

0,00[NA]

0,00[NA]

−0,01[−2,87]

Prueba del modelo restringido: χ2(6) = 4,715 [0,581].



Producto Interno Bruto y Producto Potencial

Yt = Kt0,60(LQt)

0,40PTFt

1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010100000

150000

200000

250000

300000

350000

400000



La brecha del PIB

1983 1986 1989 1992 1995 1998 2001 2004 2007 2010-0.20

-0.15

-0.10

-0.05

-0.00

0.05

0.10

0.15

GAP



1 Introduccion




5 Conclusion



El superavit primario

1983 1986 1989 1992 1995 1998 2001 2004 2007 2010-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05



El superavit primario estructural

1983 1986 1989 1992 1995 1998 2001 2004 2007 2010-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

SUPERAVIT PRIMARIOSUPERAVIT PRIMARIO ESTRUCTURAL



Impulso Fiscal

IFt = SEt − SEt−1

1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

IMPULSO FISCAL (% PIB potencial)

IMPULSO FISCAL - PROMEDIO MOVIL



Balance Estructural: la experiencia de Chile

Objetivos: Lograr una administracion contracıclica de lapolıtica fiscal; evaluar el impacto macroeconomico de lapolıtica fiscal; asegurar la disciplina y la sostenibilidad fiscal.

Ajuste cıclico de los ingresos fiscales. En base a: nivel deactividad; precio del cobre y del molibdeno; tasa de interes delos activos financieros del Tesoro publico.

Fondos: Fondo de Estabilizacion Economica y Social (rolcontracıclico) y Fondo de Reserva de Pensiones (para hacerfrente a pasivos futuros).

Resultados: Mayor credibilidad; reduccion de deuda bruta;caıda en el riesgo; alcance del investment grade.



Hacia una regla para Argentina

Propuesta: Regla de superavit primario estructural del 2% del PIB.En las ultimas tres decadas, el superavit primario requerido paramantener constante el ratio de deuda publica neta sobre PIB haoscilado en torno de ese valor (Albrieu y Fanelli, 2008).

Contribuciones de la propuesta:

Favorecer una administracion contracıclica de la polıtica fiscal.Incrementar el ahorro publico → Fondo de estabilizacion.Mitigar el problema de la “enfermedad holandesa”.Reducir la volatilidad macroeconomica.

Obstaculos:

Debilidad institucionalProblemas de credibilidad.



Conclusion

Se estimaron las elasticidades PIB de la recaudacion y elgasto.

La brecha del PIB ha sido significativa, por exceso o pordefecto (+/- 10 en varias ocasiones). La economıa noevoluciona a lo largo del producto potencial.

Este comportamiento genera la necesidad de calcular elsuperavit estructural para realizar un buen diagnostico de lasituacion fiscal.

En los ’80 esta necesidad fue menor porque el PIBevoluciono cerca del potencial y ambas medidas coincidıan.

En la Convertibilidad observamos:

Primera mitad de los ’90: Polıtica fiscal muy expansiva.Segunda mitad: esfuerzo sistematico por mejorar el resultadofiscal a nivel del sector publico nacional.



Conclusion

En el “modelo productivo” (2003-2010):

Deterioro del superavit estructural a partir de 2004 quepermanece oculto hasta 2008-2009 dado que la economıaevoluciona por encima del producto potencial.Para compensar ese deterioro se recurre a otras fuentes nogenuinas de ingresos y finalmente al impuesto inflacionario.

Constatamos que en las epocas de bonanza economica seincuban los problemas fiscales y que luego se torna difıcilevitar sus consecuencias, por ello, existe la necesidad deimplementar una polıtica fiscal contracıclica→ propuesta de regla de superavit estructural del 2% del PIB.



Referencias seleccionadas

Fedelino A., A. Ivanova y M. Horton (2009). ComputingCiclically Adjusted Balances and Automatic Stabilizers. InternationalMonetary Fund, Technical Notes and Manuals N◦ 09/05.

Gay, A. (2009). Productividad total de los factores y productopotencial en Argentina (1900-2008). XXIV Jornadas Anuales deEconomıa del Banco Central del Uruguay, Montevideo.

Hagemann, R. (1999). The structural budget balance. The IMF’smethodology. IMF Working Paper Series.

Juselius, K. (2006). The Cointegrated VAR Model: Methodology

and Applications. Oxford University Press. Oxford & New York.

Perry, G. y L. Serven (2003). The Anatomy of a Multiple Crisis:Why was Argentina Special and What Can We Learn From It?.World Bank Policy Research Working Paper, N◦ 3081.



Estacionariedad de las variables

Prueba de estacionariedad

r GL 5% C.V. LY LT LG

1 2 5,991 94,998[0,000]

88,223[0,000]

33,783[0,000]

2 1 3,841 13,027[0,000]

5,514[0,019]

5,734[0,017]

Prueba LR, χ2(r), p-valores entre parentesis. Tendencia restringida y shift

dummies incluidas en la/s relacion/es de cointegracion.



Exogeneidad debil

Prueba de exogeneidad debil

r GL 5% C.V. LY LT LG

1 1 3,841 7,701[0,006]

3,206[0,073]

71,121[0,000]

2 2 5,991 9,238[0,010]

9,985[0,007]

77,502[0,000]

Prueba LR, χ2(r), p-valores entre parentesis.



Exclusion de variables

Prueba de exclusion de variables

r GL LY LT LG T85:1 T88:1 T90:3 T95:3 T99:3 T02:1 Trend1 1 0,32

[0,57]26,20[0,00]

81,22[0,00]

37,08[0,00]

46,54[0,00]

40,76[0,00]

14,96[0,00]

13,27[0,00]

39,59[0,00]

19,33[0,00]

2 2 5,88[0,05]

39,30[0,00]

93,28[0,00]

37,17[0,00]

46,94[0,00]

41,30[0,00]

15,32[0,00]

13,32[0,00]

39,95[0,00]

19,67[0,00]

Prueba LR, χ2(r), p-valores entre parentesis.



Orden de cointegracion

Analisis I(1) - Johansen

p-r r p-valor p-valor*

3 0 0,000 0,0002 1 0,001 0,0011 2 0,043 0,054

Raıces del proceso (Modulo)

r=0 1.000 1.000 1.000r=1 1.000 1.000 0.432r=2 1.000 0.628 0.357r=3 0.786 0.679 0.319



Las relaciones de cointegracion

Beta1’*Z1(t)

1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009-6

-4

-2

0

2

4

6

8

Beta1’*R1(t)

1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

5

Figura: Primer relacion de cointegracion




Beta2’*Z1(t)

1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009-7.5

-5.0

-2.5

0.0

2.5

5.0

7.5

10.0

Beta2’*R1(t)

1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

Figura: Segunda relacion de cointegracion




Beta3’*Z1(t)

1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009-10

-5

0

5

10

15

Beta3’*R1(t)

1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009-3

-2

-1

0

1

2

3

Figura: Tercera relacion de cointegracion



Normalidad de los residuos

Tabla A.6: Pruebas multivariadas

Prueba Estad. obs. p-valorAutocorrelacion en los residuos:

LM χ2(9) = 11,01 0.275

LM χ2(9) = 13,57 0.139

Normalidad de los residuos:

LM χ2(6) = 5,55 0.476

Efectos ARCH:

LM χ2(36) = 42,22 0.220

LM χ2(72) = 85,47 0.133



Normalidad de los residuos

Tabla A.7: Pruebas univariadas

∆LY ∆LT ∆LGARCH(2) 3,235

[0,198]2,170[0,338]

0,213[0,899]

Normalidad 3,348[0,187]

2,666[0,264]

0,880[0,644]

Simetrıa 0.170 0.368 0.201Curtosis 3.587 3.013 3.000Desv. Estandar 0.021 0.065 0.038R2 0.914 0.659 0.863



Constancia de los vectores de cointegracion

Test of Beta Constancy

1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 20030.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2X(t)R1(t)5% C.V. (3.16 = Index)

Q(t)

Figura: 1983-2001



Constancia de los vectores de cointegracion

Test of Beta Constancy

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 20100.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2X(t)R1(t)5% C.V. (3.16 = Index)

Q(t)

Figura: 1990-2009


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