Revista de
Ciencias Sociales (RCS)
Vol. XXVII, No.
4, Octubre - Diciembre 2021. pp.
FCES - LUZ ●
ISSN: 1315-9518 ● ISSN-E: 2477-9431
Gasto público y crecimiento económico en Venezuela: Un
análisis de cointegración y causalidad (1950 – 2017)
Peña, Carlos*
Resumen
El
gasto público es un tema importante en el desarrollo económico de un país. La significancia de este gasto en el
producto ha sido ampliamente analizada en la literatura económica. En Venezuela
para el lapso en estudio y, particularmente a partir de 1974, el gasto público,
tomó relevancia en la economía, teniendo un efecto importante sobre el producto a largo
plazo. El objetivo de esta investigación es establecer la
dinámica del gasto público y el crecimiento económico, tanto en el corto como en
el largo plazo en Venezuela para el lapso 1950-2017. La metodología se basó en los modelos de
vectores autorregresivos cointegrados y modelos de vectores de corrección de
errores. Se verificó, la existencia del enfoque keynesiano para el caso de
estudio establecido. Este hallazgo es importante puesto que, puede permitir y,
hasta validar el uso del gasto público como instrumento de política fiscal, lo
que pudiera favorecer, vía demanda agregada, el crecimiento económico.
Palabras
clave: Gasto público; causalidad; modelos de corrección de
errores; enfoque keynesiano; Ley de Warner.
Public spending and economic
growth in Venezuela:
An analysis of cointegration
and causality
(1950 –
2017)
Abstract
Public spending is an
important issue in
a country's
economic development. The significance
of this
expenditure on output
has been
extensively analyzed in
the economic
literature. In Venezuela
for the
period under study
and, particularly
from 1974,
public spending, became
relevant in the
economy, having an
important effect on
output in the
long term.
The objective
of this
research is to
establish the dynamics
of public
spending and economic growth,
both in
the short
and long
term in
Venezuela for the
period 1950-2017. The
methodology was based
on co-integrated
autoregressive vector models
and error
correction vector models.
The existence
of the
Keynesian approach to
the established
case study
was verified.
This finding is important since it can allow
and even validate the use of public spending as an instrument of fiscal policy,
which could favor, via aggregate demand, economic growth.
Keywords: Public
spending; causation; models of error correction; Keynesian approach; Warner's law.
Introducción
Una
de las relaciones más tratadas y discutidas en los temas de crecimiento
económico y desarrollo, es la relación entre el gasto público y el crecimiento
económico, no solo por su importancia sino también por las controversias que
existen. En este sentido, la presencia de dos tesis: La keynesiana y la wagneriana,
conocida como la Ley de Warner, presenta la principal controversia que surge de
la dirección de causalidad entre las variables. Keynes, plantea que el gasto
público tiene un efecto positivo en la demanda efectiva y, por ende, sobre el
crecimiento económico. Por el contrario, la Ley de Warner, sostiene que el
gasto público como % del Producto Interno Bruto (PIB) es elástico a éste y
tiende a aumentar al incrementarse el crecimiento económico. En la primera, la
causalidad va del gasto público al crecimiento económico; en la segunda, hay
una relación del PIB al gasto público.
Diversos
son los estudios que se han desarrollado en torno a estas hipótesis. La
evidencia empírica muestra hallazgos a favor de ambas; sin embargo, dependerá
del enfoque econométrico adoptado y del período de estudio, la validación de
una u otra o de ambas. Para Venezuela, en el lapso de estudio 1950 – 2017, el Estado
ha tenido un peso significativo en la economía del país, básicamente a partir
de 1974, cuando los precios del petróleo aumentaron de manera importante. A
partir de allí, la influencia del sector público ha sido preponderante; no
obstante, esa relación se ha visto condicionada por la inestabilidad y
volatilidad del mercado petrolero. La evidencia empírica preliminar valida una
relación que va del gasto público al PIB.
En
este contexto, el objetivo del trabajo consiste en establecer la dinámica entre
el gasto público y el crecimiento económico, PIB, a través de los test de cointegración y causalidad, para
Venezuela en el lapso de 1950 a 2017. En función de esto, la metodología está justificada
en los modelos de vectores autorregresivo (VAR) cointegrados, el modelo de
corrección de errores (VECM) y los test
de causalidad de largo y corto plazo de Granger. La idea es verificar si el enfoque
keynesiano o el de Warner se cumplen. Esto, sin entrar en mayores
consideraciones.
El
documento está organizado de la siguiente manera: Una primera parte,
relacionada a los aspectos teóricos de la relación entre gasto público y
crecimiento económico; una segunda, dedicada a los aspectos empíricos y
metodológicos de dicha relación; una tercera, donde muestra las estimaciones,
resultados, así como las dinámicas de largo y corto plazo y, finalmente, las
conclusiones.
1.- Gasto público y crecimiento económico
1.1.- Aspectos teóricos
Uno
de los primeros estudios en este campo fue el de Aschauer (1989). Este autor
analizó el vínculo entre la productividad agregada y el stock y el flujo de las variables que conforman el gasto de
gobierno, introduciendo para ello, el stock
de capital público en la función de producción. Dado esto, concluye que el stock de infraestructura tiene un
impacto sobre la productividad total de los factores, subrayando la importancia
del gasto público en el crecimiento económico. A partir de allí, en los tópicos
de crecimiento y desarrollo económico, el efecto del gasto público en estas
variables, es uno de los más debatidos, generándose una amplia literatura,
tanto teórica como empírica. En este sentido, Barro (1990), incorpora en el
modelo de crecimiento endógeno, el gasto público e impuestos. Este
modelo permite analizar el tamaño óptimo del gobierno, así como la relación que
guarda éste con el crecimiento y la tasa de ahorro.
En
la literatura especializada, dos enfoques macroeconómicos tienen particular
relevancia: Uno que sostiene que el gasto público auspicia el crecimiento
económico y, el otro que plantea que el crecimiento económico es el que
favorece la expansión del gasto público. Estas posturas se pueden asociar a
Keynes (1926; 1971) y a Warner (1958), respectivamente(1). Así, Keynes
y los keynesianos(2) señalan que el gasto público ejerce un efecto
positivo en la demanda efectiva o agregada y, en consecuencia, sobre el PIB;
así mismo, plantean que el gasto público puede ser utilizado como un
instrumento contracíclico(3) para reducir la brecha de la producción
real. Como resultado, este enfoque sugiere que el gasto público tiene impactos
positivos y altamente significativos en el PIB y, por supuesto, sobre el
crecimiento económico.
El
segundo enfoque es conocido como la Ley de Wagner, que ha despertado un gran
interés entre los economistas del sector público desde su redescubrimiento a
través de la recopilación realizada por Musgrave y Peacock (1958) titulada Classics
in Public Finance, no obstante, Warner consideró que el aumento del gasto
público proseguía una tendencia secular y es elástico con respecto al PIB. En
lo que respecta a esto, varios autores han aportado en la explicación de esta
idea. Entre ellos, Musgrave (1969); y Bird (1971) secundan esto, arguyendo que
un grupo significativos de bienes públicos son de lujo; por lo tanto, es de
suponer que el gasto sea elástico con respecto a la renta.
Por
su parte, Peacock y Wiseman (1961) consiguen, para el Reino Unido, durante la primera
mitad del siglo XX, que el aumento del gasto obedeció, en principio, a lo que
se designó como efecto desplazamiento. Estos autores, critican a Wagner por no
haber tomado en cuenta dicho resultado para justificar la expansión del gasto público.
Estos dos enfoques sugieren una relación de causalidad. La hipótesis keynesiana
indica que la relación va del gasto público al crecimiento económico. Por el
contrario, la Ley de Wagner, señala que el lazo va desde el crecimiento hacia
el gasto público, de forma tal que conforme una economía
presenta un mayor crecimiento económico y logra alcanzar mayores niveles de
ingreso y desarrollo, la participación del gobierno a través del gasto público
dentro del PIB se incrementa.
1.2.- Aspectos empíricos
Los
enfoques definidos en la sección anterior, dado la dirección de la causalidad,
ha ocasionado que, en la literatura empírica se presenten diversas conclusiones
del efecto del gasto público sobre el crecimiento económico, en términos estadísticos;
sin embargo, se pueden apreciar dos metodologías en las investigaciones que han
analizado las dos posturas. Según Campo y Mendoza (2018):
Las
causas de estos resultados mixtos han sido atribuidas a varios aspectos, entre
los que se destacan las formas funcionales de los modelos, las muestras, los
métodos econométricos y los datos utilizados. Sin embargo, la razón a la que
más atribuyen estos diversos resultados es a las metodologías econométricas,
debido a que siempre ha existido una discusión sobre cuál de los enfoques
metodológicos –corte transversal, series de tiempo o datos de panel– es el
mejor para estimar las relaciones funcionales entre el gasto y el PIB. (p.80)
En
la Ley de Warner y, desde el punto de vista teórico, Warner no hizo explicito
la relación matemática entre ambas variables, mucho menos, una medida o
definición de gasto público. En este sentido, Aparco y Flores (2019) señalan “(…)
por lo que dentro de la contrastación empírica se han utilizado diversas formas
funcionales y medidas del gasto público a fin de contrastar su hipótesis” (p.56).
Las
investigaciones empíricas previas, se basaban en la técnica de los mínimos
cuadrados ordinarios (MCO). El problema es que no se valuaba si existía una
relación a largo plazo. Con el desarrollo de nuevos métodos como la
cointegración (Engle y Granger, 1986; Johansen, 1988; Johansen y Joselius, 1990)
y el test de causalidad de Granger (1969),
se subsanaron algunos problemas que presentaban los trabajos predecesores. Los
documentos de Singh y Sahni (1984); y Henrekson (1992), son considerados
pioneros en incluir el contraste de cointegración y de causalidad para analizar
el vínculo entre el gasto público y el PIB. Las posteriores investigaciones han
adoptado este enfoque(4).
Las
investigaciones recientes incluyen la hipótesis keynesiana, en oposición a la
tesis warneriana. Entre ellos, Kaur y Afifa (2017), encuentran evidencia para
la India, que muestra la presencia de ambas hipótesis. Para España, Diaz-Fuentes
y Revuelta (2013), encontraron evidencia a favor de la Ley de Warner; pero
plantean que:
No
obstante, si acotamos el período de estudio a las 4 últimas décadas del siglo
xx, es la hipótesis keynesiana la que encuentra mayor soporte empírico. El
resultado, aunque pueda parecer paradójico, encuentra una explicación lógica ya
que antes de la reforma fiscal de 1977, la transición a la democracia y el
desarrollo del Estado de Bienestar, el peso del sector público era mucho menor,
pasando, con estas transformaciones, a tener un mayor poder de influencia sobre
el crecimiento económico al incrementar su tamaño relativo. (p.39)
Por
otra parte, para algunos países africanos como Kenia, Ghana, Costa de Marfil,
Benín, Senegal y Sudáfrica, resalta la investigación de Keho (2016), quien
halla evidencia diferenciada en cuanto a la dirección de la causalidad. Para
Kenia, encuentra que la relación de causalidad es bidireccional; en tanto que,
Ghana y Costa de Marfil, se verifica la Ley de Warner. En los países de
Sudáfrica, Benín y Senegal, muestra que la causalidad va del PIB per cápita, al
gasto público; sin embargo, la elasticidad no es positiva.
Para
América Latina, hay evidencia que apoya ambas tesis. Aparco y Flores (2019),
validan la tesis keynesiana para el corto plazo “(…) ello es trascendente,
puesto que se recomienda y valida la usanza de utilizar al gasto público como
instrumento de política fiscal, lo que a su vez ayudaría a minimizar la brecha
entre el PIB y el PIB potencial” (p.69). Para Bolivia, Molina y Gantier (2015),
encuentran evidencia del cumplimiento de la teoría keynesiana. Para Colombia, en
el lapso 1984-2012, Campo y Mendoza (2018), señalan, según los resultados, la
validez de la hipótesis keynesiana para ese país. Para México, Salazar (2020),
aunque no lo plantea explícitamente, verifica la hipótesis de Keynes, tanto en
el corto como en el largo plazo.
Así,
de acuerdo con Salazar (2020): “El gasto público total, y por compontes entre
gasto de corriente y de capital, tienen un impacto positivo y estadísticamente
significativo de corto y largo plazos sobre la actividad económica en México,
en el período 1995-2018” (p.68). Por su parte, Comín, Díaz y Revuelta (2009),
muestran evidencia para Argentina, Brasil, España y México durante el siglo XX,
que la Ley de Warner se cumplió para esos países, y comentan que: “Una
explicación plausible es que cuando el tamaño del sector público es reducido,
resulta difícil que pueda influir directamente en la evolución de la
producción. Este ha podido ser el caso de las cuatro economías consideradas” (p.11-12).
2.- Gasto público y crecimiento económico. La evidencia
empírica
2.1.- Aspectos teóricos y
metodológicos
El
lapso de estudio está comprendido entre los años 1950 y 2017. Un lapso lo
suficientemente largo y particularmente diferenciado en cuanto al comportamiento
macroeconómico. Un período que ha estado caracterizado por etapas de
estabilidad y crecimiento sostenido; otro, de crecimiento acelerado, seguido de
una etapa de desaceleración y estancamiento económico; un cuarto, de
estancamiento y recesión, volatilidad e inestabilidad económica, crisis
bancarias, choques externos negativos; el de 1999 a 2017, que se ha
caracterizado por cambios institucionales, crisis mundial, choques externos e
internos, positivos y negativos, un incremento en la intervención del Estado,
principalmente por medio de una política económica discrecional y controles
sobre la economía.
En este contexto, la
evolución del gasto público puede tener efectos positivos en el crecimiento
económico. El gasto público, entre ellos el de infraestructura, puede generar
externalidades positivas sobre el crecimiento, apuntalando el crecimiento a
largo plazo (Peña, 2018). Así, la hipótesis teórica que se plantea es que, el
crecimiento económico, medido por el PIB per cápita (PIBpc), está afectado
positivamente por el gasto público, tanto en el corto como en el largo plazo. Para
aproximarse al vínculo entre el gasto público y el crecimiento, se presentan
los siguientes gráficos.
En el Gráfico I, se
muestra la relación entre el PIBpc y el gasto público (GP). Se observa que hay
una relación positiva y significativa, para el lapso de estudio, con una
correlación del 64,5%. Más allá del análisis que se pueda hacer al interior de
la relación, lo cual no está previsto, se puede plantear que hay evidencia preliminar
a favor de la tesis keynesiana, cuya causalidad va del gasto público al PIBpc.
En este caso, el PIBpc responde a incrementos en el GP.
Fuente:
Elaboración propia, 2020 en base a Baptista
(2011); y datos del Banco Central de Venezuela.
Gráfico I: Producto Interno
Bruto per cápita y gasto público. Venezuela, 1950 – 2017
En el siguiente Gráfico
II, se presenta la relación entre el PIBpc y el gasto; es decir, lo que
establece la Ley de Warner, quien plantea que la relación de causalidad va del
producto al gasto. Como se observa, la relación es positiva, pero poco
significativa. La relación entre ambas es de apenas 15,7%. En todo caso, la
evidencia parece muy débil a favor de esta hipótesis.
Fuente:
Elaboración propia, 2020 en base a Baptista (2011); y cifras del Banco Central
de Venezuela.
Gráfico II: Producto interno Bruto per
cápita y gasto público. Venezuela, 1950 – 2017
Sobre la base de las
consideraciones anteriores, se hace necesario verificar, de manera más
exhaustiva, estas hipótesis. Así, la estrategia econométrica está basada en las
técnicas econométricas para series de tiempo. La metodología a seguir será el
de la cointegración, dado el enfoque de esta investigación y, teniendo en
cuenta trabajos previos. En este sentido, se procedió a realizar pruebas
concernientes con el enfoque planteado; posteriormente, se estimó un vector de
corrección de errores (VECM), para determinar las relaciones de corto y largo
plazo entre las variables en estudio; así mismo, se utilizó la técnica
formulada por Granger (1969), para obtener las relaciones de causalidad entre
el ingreso y el gasto público.
No obstante, es
importante verificar si las variables son estacionarias o no; es decir,
verificar el grado de integración de cada una de las series en estudio. Los
resultados permiten lo siguiente: Si son integradas de orden I(0); es decir,
las variables son estacionarias en niveles, se emplean las series en niveles
para estimar un modelo de vectores autorregresivos (VAR). Si las variables son
no estacionarias, pero integradas del mismo orden se comprueba, mediante los test de cointegración, si existe una
relación de largo plazo entre las series, si lo hay, lo correcto será estimar
un VECM. Si las variables no cointegran, se procede a estimar un VAR, con las
variables en diferencia (Aparco y Flores, 2019). En el Cuadro 1, se muestran las
variables según la versión de Ley de Warner, siguiendo a Comín et al. (2009);
Diaz-Fuentes y Revuelta (2013); Aparco y Flores (2019); entre otros.
Cuadro
1
Especificaciones
de la Ley de Warner
Versión |
Variables |
Peacock y Wiseman (1961) Goffman (1968) Musgrave (1969) Gupta (1967) Mann (1980) |
|
Nota: lnG= logaritmo de gasto público; lnpib=
logaritmo del producto interno bruto; lnG_pib= logaritmo del gasto público como
% del PIB; lnpibpc= logaritmo del producto interno bruto per cápita; lngpc=
logaritmo del gasto público per cápita.
Fuente: Elaboración propia, 2020.
Se puede observar que
las distintas especificaciones vinculan variables cercanas, pero no parecidas. Las
ecuaciones (1) y (2), corresponden a la versión absoluta de la Ley de Warner.
La (3) y la (4) a la versión relativa, y la (5) a la absoluta per cápita. En
cuanto a la postura keynesiana, esta afirma que el aumento en el gasto público
conlleva a un incremento en el crecimiento económico;
En función de lo
anterior, las variables a utilizar en este trabajo serán: El gasto público(5),
definido en este trabajo como la suma del consumo final del Gobierno Central(6)
y la inversión bruta fija pública. Ambas variables están expresadas en términos
reales (Aparco y Flores, 2019); así mismo, las series del Producto Interno
Bruto total (PIB) y el per cápita (PIBpc).
Magazzino (2012); y
Molina y Gartier (2015), plantean que se pueden establecer cuatro hipótesis en
cuanto a la relación de causalidad entre gasto público y crecimiento económico,
a saber: Hipótesis de neutralidad, la de Warner, la de Keynes y la de retroalimentación.
La primera, indica que no hay relación entre las variables mencionadas; es
decir, el vínculo entre ellas es nulo; la de Warner, como se mencionó en
párrafos anteriores, dice que el crecimiento económico causa al gasto público;
la de Keynes, sostiene que la causalidad es inversa a la de Warner; y, por
último, la de retroalimentación, señala que la causalidad es bidireccional, esto
es, el crecimiento económico causa el gasto público y viceversa.
3. Estimación y resultados: dinámicas de corto y largo
plazo
3.1. Estacionariedad e
integración
A continuación, se
procede a verificar cuál es el orden de integración(7) de las
variables empleadas en el análisis. Para ello, se procede a efectuar las pruebas de raíz unitaria, las cuales se realizan
para el logaritmo natural de las series señaladas en el Cuadro 1. Los test para evaluar si las variables son
estacionarias, son el de Dickey-Fuller Ampliado (ADF) (Dickey y Fuller, 1979; 1981); el de correcciones no paramétricas de
Phillips-Perron (PP) (Phillips
y Perron, 1988). Los resultados
se muestran en la Tabla 1, como se observa, la aplicación de dichas pruebas permite
afirmar que las primeras diferencias de las variables analizadas son estacionarias.
Es decir, todas las variables son integradas de orden uno (I(1)).
Tabla
1
Test
de raíz unitaria
|
Niveles |
|
|
||
|
|
ADF |
PP |
||
Variable |
P-valor |
P-valor |
|
||
Lnpib |
0,1258 |
0,3985 |
|
||
Lnpibpc |
0,5538 |
0,4515 |
|
||
Lncpub |
0,4297 |
0,2380 |
|
||
lncpub_pib |
0,4457 |
0,1442 |
|
||
Lncpubpc |
0,8475 |
0,6815 |
|
||
Diferencias |
|
||||
Dlnpib |
0,0023 |
0,0005 |
|
||
Dlnpibpc |
0,0001 |
0,0007 |
|
||
Dlncpub |
0,0002 |
0,0000 |
|
||
Dlncpub_pib |
0,0050 |
0,0000 |
|
||
Dlncpubpc |
0,0002 |
0,0003 |
|
||
Nota: Nivel de significancia estadística: 1%; ADF:
Dickey-Fuller Aumentado; PP: Phillips-Perron; Hipótesis
nula: ADF; PP: la variable tiene raíz unitaria; D: primera diferencia de la variable en estudio.
Fuente: Elaboración propia, 2020 a
partir de las estimaciones Eviews.
Una vez confirmada la
existencia que las variables son estacionarias en primeras diferencias, se
procede a verificar si las series en estudio cointegran; es decir, presentan un
vínculo de largo plazo. Para ello, se procedió a estimar un VAR cointegrado y
verificar los supuestos de ruido blanco sobre los residuos; así mismo, las
pruebas para confirmar que dicho VAR es estable. Dichas pruebas conllevan a
concluir que el VAR cumple con los criterios establecidos.
Luego, se procedió a
aplicar la prueba de cointegración de Johansen (1988); y Johansen y Joselius
(1990). Es importante mencionar que se incluyeron tres variables dummies(8)
en la estimación del vector de cointegración, para modelar los quiebres
estructurales que presentaron las variables. Las pruebas se aplicaron para las
diferentes versiones de la Ley de Warner; sin embargo, las pruebas de
cointegración para estas especificaciones, no resultaron estadísticamente
significativas, lo cual implica que no hay relación a largo plazo, según esta
hipótesis. En consecuencia, se procedió a evaluar la hipótesis keynesiana. En
la Tabla 2 a continuación, se presentan los resultados siguiendo las especificaciones
disponibles en el Cuadro 1.
Tabla
2
Resultados
de la prueba de cointegración de Johansen
|
Test |
|
||
Ecuación |
Hipótesis
nula |
Traza |
Valor
Critico |
P-varlor** |
1 |
r=0 r≤0 |
14,8090 3,4379 |
12,3209 4,1299 |
0,0188 0,0755 |
|
Max Valor |
|
|
|
r=0 r≤0 |
12,3691 3,4379 |
11,2248 4,1299 |
0,0372 0,0755 |
|
2 |
|
Traza |
|
|
r=0 r≤0 |
16,9544 0,6085 |
15,4947 0,6085 |
0,0212 0,4353 |
|
|
Max Valor |
|
|
|
r=0 r≤0 |
15,3559 0,6085 |
14,2646 3,8415 |
0,0300 0,4353 |
|
3 |
|
Traza |
|
|
r=0 r≤1 |
15,4947 0,2641 |
12,0942 3,8415 |
0,0153 0,6073 |
|
|
Max valor |
|
|
|
r=0 r≤1 |
14,2646 0,2641 |
13,2646 3,8415 |
0,0172 0,6073 |
|
4 |
|
Traza |
|
|
r=0 r≤1 |
17,7361 2,9864 |
15,4947 3,8415 |
0,0218 0,0840 |
|
|
Max valor |
|
|
|
r=0 r≤1 |
15,4738 2,9864 |
14,2646 3,8415 |
0,0320 0,0840 |
|
5 |
|
Traza |
|
|
r=0 r≤1 |
17,3231 2,8841 |
15,4947 3,8415 |
0,0245 0,0895 |
|
|
Max Valor |
|
|
|
r=0 r≤1 |
16,4390 2,8841 |
14,2646 3,8816 |
0,0335 0,0895 |
Nota:
*0,05, **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) P-values
Fuente: Elaboración propia, 2020, a
partir de las estimaciones Eviews.
Como se aprecia en la Tabla
2, la prueba de la traza rechaza, con un nivel de significancia de 5% la
existencia de cero ecuaciones de cointegración. Igualmente, no fue posible
rechazar la hipótesis nula que imponen máximo 1 relaciones de cointegración. En
consecuencia, esta prueba indicó que existe una ecuación de cointegración para
las variables en estudio. La prueba del máximo valor propio permitió concluir
lo mismo. Como resultado, se concluye que existe relación de cointegración para
cada una de las versiones.
De acuerdo con la
prueba de Johansen, el rango de cointegración de las variables analizadas es
r=1 bajo la especificación de intercepto en la ecuación de cointegración,
tendencia lineal en los datos y dos rezagos en los términos VAR. Con esta
información se estimó el modelo de corrección de errores, VECM cointegrado.
3.2. Dinámica de largo y corto plazo
El hecho de que se haya
verificado que dichas variables presentan el mismo orden de integración y que
existe una ecuación de cointegración entre ellas, permite concluir que dicha
relación de largo plazo existe y que es posible estimar un modelo de corrección
de errores (VECM), que describa el comportamiento de las variables a lo largo
del tiempo. Se estimó un VECM (1,2). Esto, permitió que los resultados
obtenidos en el VECM, fueran estadísticamente satisfactorios. Esto implicó que,
se acepta la hipótesis nula de normalidad, no autocorrelación y
homocedasticidad en los residuos; además, el VECM presenta estabilidad en sus
parámetros. Desde el punto de vista económico, también resultó satisfactorio. En
la Tabla 3, se muestran los resultados.
Tabla
3
Estimación
del vector de corrección de errores
|
Modelos |
|||||||||||
|
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
5 |
|
||||
Variables del sistema |
lpib |
lcpub |
lpibpc |
lcpub |
lpib |
lcpub/ pib |
lpibpc |
lcpub/ pib |
Lpibpc |
lcpupc |
||
Componentes del vector de cointegración
estimado β |
1 |
-0,2823 (0,1155 [2,4446] |
1 |
-0,0286 (0,0240) [1,1917] |
1 |
-0,3853 (0,1692) [2,2692] |
1 |
-0,0997 (0,0467) [2,1340] |
1 |
-0,0875 (0,0452) [2,1075] |
||
Componentes
del vector de velocidad de ajustes α |
-0,0461 (0,0123) [-3,7385] |
-0,1350 (0,1490) [-0,9066] |
-0,2391 (0,0736) [-3,2498] |
-0,7394 (0,8254) [-0,8958] |
-0,0323 (0,0089) [-3,7385] |
-0,0642 (0,1062) [-0,6051] |
-0,1951 (0,0555) [-3,5119] |
-0,2720 (0,6233) [-0,4364] |
-0,2078 (0,0591) [-3,5133] |
-0,4887 (0,6700) [-0,7287] |
||
Observaciones incluidas 65 después de ajustes error
estándar () t-estadísticos [] |
||||||||||||
Fuente: Elaboración propia, 2020 en
base a las estimaciones Eviews.
Como se observa en la Tabla
3, la relación de largo plazo entre el logaritmo del lpib, lpib y de las variables cpub, lcpub, es
inelástica y estadísticamente significativo, tanto al 1% como al 5% en las
cinco versiones. El vector estimado resulta ser:
Dicho vector se ha
normalizado para que el primer coeficiente sea igual a 1. Con el ordenamiento
del vector de variables cointegradas, se tiene que el equilibrio de largo plazo
del sistema puede representarse como sigue:
Esto es, la combinación lineal es una serie estacionaria.
Ahora bien, esta se puede reescribir como:
La expresión describe la relación económica de largo plazo.
De modo que, existe una relación estable a largo plazo entre el logaritmo del
producto interno bruto y el logaritmo del gasto público. Este mismo
procedimiento se sigue para las otras versiones. Quedando la relación de largo
plazo como sigue:
Los resultados
anteriores validan la existencia de un nexo positivo entre estas variables. Es
evidente que a largo plazo un aumento del gasto público, en sus diversas
especificaciones, generarían incremento en el PIB, siendo la versión tres (3) la
que más peso tiene.
Con respecto al vector
α estimado de velocidades de ajuste, que se muestra en la Tabla 3, los
coeficientes de la velocidad de ajuste de las series lcpub, lcpub_pib y lcpupc
resultaron no significativos, lo que implica que estas ecuaciones no aportan a
la restauración del equilibrio. Por su parte, los coeficientes del lpib y
lpibpc, resultaron con el signo correcto y estadísticamente significativo
al 5%, lo cual refuerza la hipótesis de la existencia de una relación de largo
plazo entre las variables del modelo. Así mismo, los coeficientes del VECM,
tanto del lpib como del lpibpc, presentan diversos valores, dadas
las especificaciones tomadas. Esto implica, disímiles velocidades de ajuste a
largo plazo.
En todo caso, los bajos
coeficientes lo que denotan es que el ajuste a largo plazo de las variables es
lento. Las condiciones macroeconómicas desfavorables, vigentes en el lapso de
estudio, condicionan el resultado. Los desequilibrios fiscales, monetarios,
cambiarios, choques externos e internos, tienen efectos importantes en el
ajuste a largo plazo.
Por su parte, la
dinámica de corto plazo se muestra en la Tabla 4. Allí se evidencia que, la
interacción de corto plazo está marcada por los valores rezagados del lpib
y el lpibpc y el gasto público, lcpub en sus diferentes
versiones. La evidencia señala que existe una relación positiva y
estadísticamente significativa, entre las variables. No obstante, se observa
que el impacto del gasto público es muy bajo; así mismo, se muestra que los
valores rezagados del lpib y lpibpc, tienen un mayor impacto en el corto
plazo.
Tabla
4
Dinámica
de corto plazo
|
Coeficientes |
||||||
Modelo |
|
MCE |
Dlpibt-1 |
Dlpibpct-1 |
Dlcpubt-1 |
Dlcpub/pibt-1 |
Dlcpubpct-1 |
1 |
Dlpib |
-0,0461 (0,0123) [-3,7385] |
0,5054 (0,1290) [3,9172] |
|
0,0164 (0,0080) [2,0721] |
|
|
2 |
Dlpibpc |
-0,2391 (0,0736) [-3,2498] |
|
0,4647 (0,1304) [3,5605] |
0,0412 (0,5078) [2,0501 ] |
|
|
3 |
Dlpib |
-0,0323 (0,0089) [-3,7385] |
0,3752 (0,1288) [2,9142 ] |
|
|
0,0934 (0,0379) [2,5110] |
|
4 |
Dlpibpc |
-0,1951 (0,0555) [-3,5119] |
|
0,4102 (0,1231) [3,3327] |
|
0,0752 (0,0531) [2,1422] |
|
5 |
Dlpibpc |
-0,2078 (0,0591) [-3,5133] |
|
0,4248 (01246) [3,4087] |
|
|
0,0698 (0,0332) [2,1076] |
Fuente: Elaboración propia, 2020 en
base a las estimaciones Eviews.
3.3. Causalidad de largo y corto plazo
Granger (1969)(9),
plantea que, para verificar la relación causal entre dos variables, se debe recurrir
a la estimación del VECM. Se dice entonces que, existe una relación de
causalidad en el largo plazo, cuando el parámetro del VECM es negativo y
estadísticamente significativo; por su parte, la causalidad de corto plazo se
determinaría por la significancia conjunta de los coeficientes de las variables
independientes, rezagadas y diferenciadas.
Vera y Kristjanpoller
(2017), exponen que, las pruebas de causalidad de Granger de corto plazo se ejecutan
a través del test de Wald para los parámetros que acompañan a
las primeras diferencias rezagadas de las variables independientes; mientras que,
para la causalidad de largo plazo, se realiza mediante una prueba t al
parámetro que acompaña al término corrector de error. En las tablas siguientes,
se muestra la evidencia de lo anterior.
En la Tabla 5, se muestran
los resultados de causalidad en el largo plazo. Se exhiben los coeficientes
estimados del VECM y su respectivo estadístico t, en las diferentes versiones.
Se observa que, los coeficientes del VECM, son todos negativos; sin embargo,
solo son estadísticamente significativo, al 5%. Así, la evidencia señala que
existe una relación unidireccional de causalidad, la cual va del gasto público lcpub,
al logaritmo del producto interno bruto lpib, en las cinco versiones;
por lo tanto, se puede concluir que existe suficiente evidencia estadística
para afirmar que en el largo plazo la variable lcpub causa al lpib
y el lpibpc en sentido Granger. En este caso, se puede afirmar que la
Ley de Warner no se cumple para el lapso de estudio, ratificando la hipótesis
keynesiana.
Tabla
5
Causalidad
de largo plazo
Versión |
Dirección
de causalidad |
Coeficiente
del MCE |
t-estadístico |
1 |
lpib →lcpub lcpub → lpib |
-0,1350 -0,0461 |
-0,9066
-3,7385** |
2 |
lpibpc →lcpub lcpub → lpibpc |
-0,7394 -0,0391 |
-0,8958
-3,2498** |
3 |
lpib →lcpub_pib lcpub_pib → lpib |
-0,0642 -0,0324 |
-0,6051
-3,7385** |
4 |
lpibpc →lcpub_pib lcpub_pib → lpibpc |
-0,2720 -0,0351 |
-0,4364
-3,3519** |
5 |
lpibpc →lcpubpc lcpubpc → lpibpc |
-0,4887 -0,0378 |
-0,7287
-3,5133** |
Nota: Nivel de significancia, ** al 5%. El símbolo → denota el
sentido de causalidad entre las variables en niveles.
Fuente: Elaboración propia, 2020 en base a estimaciones de
Eviews.
En la Tabla 6, se
presenta la evidencia de la relación de causalidad corto plazo. Esta, parece
señalar que existe relación de causalidad solo en la versión 1 y 3. Es decir,
la causalidad va de la tasa de crecimiento del gasto público (Dlcpub),
a la tasa de crecimiento del PIB (Dlpib).
En el otro caso, va de la tasa de variación del gasto público como % del PIB (Dlcpub/pib),
a la tasa de variación del PIB (Dlpib).
Tabla
6
Causalidad
de corto plazo
Versión |
Dirección de causalidad |
Chi-sq |
Prob |
1 |
Dlcpub → Dlpib Dlpib →Dlcpub |
5,1872*** 0,9860 |
0,0450** 0,6108 |
2 |
Dlcpub → Dlpibpc Dlpibpc → Dlcpub |
2,6798 0,6719 |
0,2619 0,7146 |
3 |
Dlcpub/pib
→ Dlpib Dlpib → Dlcpub/pib |
5,1842*** 1,3460 |
0,0350** 0,5103 |
4 |
Dlcpub/pib
→ Dlpibpc Dlpibpc → Dlcpub/pib |
3,4321 1,0767 |
0,1798 0,5837 |
5 |
Dlcpubpc → Dlpibpc Dlpibpc → Dlcpubpc |
3,2929 0,7491 |
0,1927 0,6876 |
Nota: Nivel de significancia, ** al 5%; *** al 10%; El símbolo → denota el
sentido de causalidad entre las variables.
Fuente:
Elaboración propia, 2020 en base a las estimaciones Eviews.
Conclusiones
El objetivo de la
investigación se centró en establecer la relación entre el gasto público y el
crecimiento económico, a través de un análisis de cointegración y causalidad,
empleando datos de series de tiempo de Venezuela, para el lapso 1950 – 2017. En
este sentido, se tienen dos enfoques macroeconómicos: La Ley de Warner y la
hipótesis keynesiana. Ambas concuerdan en que prevalece una correlación
importante entre el PIB y el gasto público; no obstante, hay una diferencia
significativa, la cual se expresa en el sentido de la causalidad. Así, la tesis
keynesiana asume que la relación es del gasto público al PIB, lo contrario
aplica para Ley de Warner.
Para Venezuela, en el
lapso estudiado, la evidencia sugiere que, prevalece el enfoque keynesiano,
tanto a corto como a largo plazo. Esto se verificó mediante los test de cointegración y de causalidad de
Granger, para las cinco especificaciones de la Ley de Warner.
De las cinco
especificaciones, la tercera, la cual se expresa con el gasto como % del PIB,
mostró un mayor impacto sobre el PIB a largo plazo. En cuanto a la relación de
corto plazo, el efecto del gasto público sobre el PIB y PIBpc, es muy bajo,
pero estadísticamente significativos. En cuanto al ajuste hacia el largo plazo,
El modelo de corrección de errores (MCE), señala que el coeficiente para las
cinco ecuaciones resultó estadísticamente significativo y con el signo
correcto; es decir, negativo; sin embargo, el valor de estos es muy bajo, lo
que significa que el ajuste hacia el largo plazo, es sumamente lento. Esto,
dado los profundos desequilibrios que afronta la economía venezolana.
Estos resultados son
importantes puesto que puede permitir y, hasta validar el uso del gasto público
como instrumento de política fiscal, lo que pudiera favorecer la reducción de la
brecha entre el PIB potencial y el PIB. Mas allá de lo planteado, sería
importante utilizar otras definiciones de gasto público y diferentes períodos
de estudio, para validar o rechazar los resultados anteriores. En términos
generales, esta investigación pudo aportar evidencia de la importancia del
gasto público para el apuntalar el crecimiento, siempre y cuando ese gasto sea
productivo. También, en una economía como la venezolana, con profundos
desequilibrios, entre ellos los fiscales, los efectos positivos a largo plazo,
de un aumento del gasto público se distorsionan, no logrando alcanzar los
objetivos planteados.
Notas
1 Si
bien es cierto que Keynes no fue el primero en proponer esta relación; sin
embargo, el economista británico ha sido quizás, el más destacado en sostener
la perspectiva de la expansión del sector público para sustentar el crecimiento
económico.
2 Si bien es cierto que Keynes no fue el primero en proponer
esta relación; sin embargo, el economista británico ha sido quizás, el más
destacado en sostener la perspectiva de la expansión del sector público para
sustentar el crecimiento económico.
3
La posición keynesiana contempla que las
políticas fiscales expansivas de gasto e inversión pública pueden ser aplicadas
fuera de un entorno económico
negativo, a través del impulso del crecimiento económico y la reducción del
desempleo.
4
La hipótesis de Warner tiene
sentido si: a) Existe una relación de largo plazo entre las variables, es decir,
dichas variables cointegran; b) que la causalidad vaya del PIB al gasto público;
y, c) que el nexo entre al PIB y el gasto sea elástico.
5 Hay que mencionar que, la diferencias en los
resultados obtenidos, puede ser atribuido a las definiciones que se le da al
gasto público.
6 Esta es una variable propia del modelo de demanda
agregada; además, una serie clásica en el análisis del gasto público.
7
Siempre que las variables incluidas en el modelo sean integradas de orden uno
(I(1)), se podrá distinguir entre relaciones de corto y largo plazo e
interpretar las de largo plazo, como relaciones de cointegración.
8
1989, 2002 y 2004. Estas variables dummies resultaron estadísticamente
significativas y recogen choques tanto estructurales como coyunturales.
9 Este test
es el más utilizado en la literatura econométrica. Presenta un mejor desempeño
que otros test para casos de muestras pequeñas.
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* Doctorado
y Postdoctorado en Ciencias Sociales. Economista. Profesor Titular y Director
del Instituto de Investigaciones Económicas y Sociales “Dr. Rodolfo Quintero” en la Universidad
Central de Venezuela (UCV), Venezuela. Profesor del
Doctorado en Ciencias Económicas en la Universidad Católica Andrés Bello (UCAB),
Venezuela. Investigador
adscrito al Centro de Estudios de Economía Latinoamericana (CEdEL), Universidad
de la Laguna, Tenerife, España. E-mail: cpenaparra@gmail.com; carlos.pena@ucv.ve ORCID: https://orcid.org/0000-0002-6187-2916
Recibido:
2021-06-02 · Aceptado: 2021-08-18