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ECONOMÉTRICA DE LA POLÍTICA: UNA CRÍTICA-

,Robert E. Lucas Jr.

I . Introducción

El hecho que los precios y salarios nominales tiendan a crecer más rápido en el pico del ciclo denegocios que en sus otras fases ha sido reconocido desde que el ciclo fue percibido por primer a vezcorno un fenómeno distinto' La inferencia de que la inflación inducirá a una permanente arzaeconómica es sin duda igual de antigua, sin embargo, sólo recientemente esta noción experimentó lamisteriosa transformación de una obvia falacia a piedra angular de la teoría de la política económica.

Esta transformación no surgió de nuevos desarrollos en teoría económica. por el contrario, tanpronto como Phelps y otros hicieron los primeros intentos serios en los términos teóricos modernos, deracionalizar el aparente intercambio, la homogeneidad grado-cero de las funciones de oferta y demandafueron re-descubiertas en este nuevo contexto (como Friedman predijo que sería) y renombr ada la"hipótesis de la tasa natural"l Surgió, en cambio, de la tradición más joven de los modelos depredicción econométricos' y del compromiso por parte de un gran grupo de economistas de usar estosmodelos parala evaluación cuantitativa de la política. Estos modelos tienen implícita la existencia deintercambios de largo plazo entre desempleo e inflación siempre que los ..sectores

salario-precio,,fueran primeramente incorporados y estos prometían seguir haciéndolo en el futuro aunque los"términos" del intercambio continuaran cambi and,o.2

Este claro conflicto entre dos tradiciones con justa razónrespetadas -teórica y econométrica-capturó la atención de aquellos de nosotros quienes vimos con bastante sorpresa a las dosarmomosamente complementarias' Al principio, parecía que el conflicto podía ser resuelto por algunamaniobra econométrica' En el nivel teórico, se escucha hablar de una .,dinámica

de desequilibrio,, elcual de alguna manera hará la ilusión del dinero considerable mientras se va más allá dela esterilidadde dp/dt : k(p-p')' sin desestimar la ingenuidad de otros econometristas o teóricos, me pareceapropiado considerar que la posibilidad de una reconciliación respecto a estas dos líneas fracasará. vque una de estas tradiciones está fundamentalmente en un enor.

EVALUACIÓN

I2

r policy evaluation: a critique,,, papers from the Carnegie_,r and Alan Meltzer (eds.), Elsevier Science publishers ñ-V.

n (13).bio" es (hasta donde se) en la primera versión del modelo:eptuales mínimos, en toda la aCtual generación ¿" rno¿áio,cambio" al escenario central en las áiscusiones de ¡;il;": low (33).

I

La tesis de este ensayo es que es la tradición econométrica, o más precisamente, la "teoría de la

política económica" basada en esta tradición, es la que necesila de una amplia revisión. Más *,'

particularmente, argumentaré que las características que guían al éxito a las predicciones de corto plazo

no están relacionadas a la evaluación cuantitativa de la política, como los principales modelos

econométricos están (bien) diseñados para desempeñar solamente la tarea anterior, y que las

simulaciones basadas en estoq modelos no pueden, en principio, proveer de información útil en cuanto '

a las consecuencias reales de políticas económicas alternativas. Estos argumentos se basarán no en las

desviaciones entre la estructura estimada y "verdadera" anterior a un cambio político sino en las

desviaciones entre la estructura "verdadera" anterior y la estructura "verdadera" que prevalece después.

Antes de entrar en detalles, me gustaría avanzar en dos advertencias. La primera, como es

verdad con cualquier dificultad técnica y nueva área de la ciencia, la construcción de modelos

econométricos es materia de una gran cantidad de críticas mal informadas y casuales. De esta manera,

los modelos están condenados a ser "muy grandes" (con igual perspicacia, supongo que se puede culpar

a los modelos más pequeños de ser "muy pequeños"), ffiuy complejos, muy simplistas (esto es, no lo

suficientemente complejos), ¡ el último revés, inferiores a los modelos "primitivos". Seguramente la

creciente sofisticación de las alternativas "primitivas" de los principales modelos de predicción es el

más alto de los tributos al destacable éxito posterior. Espero tener éxito en disociar la crítica que sigue

de cualquier negación de los importantes avances en la capacidad de pronosticar registrada por los

modelos econométricos, y en la promesa que estos ofrecen de avances comparables en el futuro.

Se puede definir bien una crítica como un documento que no compromete plenamente la

vanidad de su autor. En este espíritu, déjenme ofrecerles una segunda advertencia. Hay poco en este

ensayo que no esté implícito (y talvez explícito a lectores más agudos) en Friedman [11], Muth 129) y,

más tempranamente, en Knight [21]. En este sentido, la crítica que realizaré en contra de las

aplicaciones actualmente populares de la teoría econométrica ha sido, en gran parte, anticipada por los

primeros colaboradores más importantes de esa teoría.3 No obstante, el caso de la inflación sostenida,

basada completamente en simulaciones econométricas, es actualmente atendido con una seriedad que

no tuvo durante muchas décadas. Puede, por lo tanto, valer la pena intentar rastrear este caso hasta su

fundamentación. v lueso examinar de nuevo la base científica de esta misma fundamentación.

2.LaTeoria de la Política Económica

Virtualmente hoy día todas las discusiones sobre política macroeconómica cuantitativa son

3 Ver en particular la discusión de Marschak en [25] (provechosamente renombrado por mi en T. D. Wallace) y enTinbergen [36], especialmente su discusión de "política cuantitativa" en ch. 5, pp, 149-185.

E'

llevadas a cabo dentro de un marco teórico al cual llamaré "la teoría de política económica,, (siguiendoa Tinbergen [35])' Los elementos esenciales de este marco son ampliamente conocidos y .suscritos quepodría ser superfluo dedicarle un espacio a su revisibn. Por otro lado, dado que el tetha prin.iouL o. .*"ensayo es la inadecuación de este marco, es probablemente mejor tener una versión explícita antenosotros.

se describe la economía en un periodo de tiempo t por un vector ya de variables estables, unvector xt de variables exógenas de fuerza y un vector e, de choques aleatorios, independientes (a travésdel tiempo), idénticamente distribuidos. El movimiento de la economía es determinado por unaecuación diferente

Yt+l : r(y1, \, e1) ,

la distribución de e1' Y un& descripción del comportamiento temporal de las variables de fuerza,

xr' La función f es considerada fija pero no conocid a; la tarea de los empíricos es entonces estimar f.

Para propósitos prácticos, usualmente se piensa en estimar los valores de un vector de parámetros fijosd, con

f(y,x,e) =F(y,x,0,e)

y F siendo especificada con anticipación.

Matemáticamente, la secuencia {x1} de los vectores d.e fuenaes considerada ,.arbitraria,, (esto

es' no es catacterizada estocásticamente). Dado que los valores pasados de x, son observados, esto no

causa ninguna dificultad en estimar 0, y d'e hecho simplifica ligeramente el problema teórico de laestimación. Para predecir, se está obligado a insertar los valores x, en F.

Con el conocimiento de la función F y O,la evaluación de la política es materia directa. Unapolítica es vista como una especificación de valores presentes y futuros de algunos componentes de{xr}' Con los otros componentes de alguna manera especificados, el comportamiento estocástico de

{Yt, *t, e,} de ahora en adelante es especificado, y las funcionales definidas en esta secuencia son

variables aleatorias bien-definidas, cuyos momentos pueden ser calculados teóricamente u obtenidas

por simulaciones numéricas. Algunas veces, por ejemplo, se desea examinar el valor medio de una

"función social objetivo" hipotética, tal como

U(y¡, x¡, e1)

bajo políticas altemativas. Más usualmente, se está interesado en las "características operativas"

del sistema bajo políticas alternativas. Así, en este contexto estándar, una "curva de Phillips de largo

plazo" es simplemente un esquema de pares de inflación-desempleo promedio bajo la influencia de

políticas hipotéti cas.a

Dado que en la práctica no se puede tratar a d como conocida, el problema real de la evaluación

de la política es algo más complicado. El hecho de que á sea estimada de valores muestrales pasados

afectalos cálculos de momentos anteriores para muestras pequeñas; también hace que las políticas que

prometen ajustar mejor los estimados de á sean relativamente más atractivas. Creo que estas

consideraciones complican sin alterar esencialmente la teoría de la política económica como se esbozó

arriba.

Dos características de este marco teórico merecen un comentario especial. El primero es la

tensa relación entre esta teoría de la política económica y la teoría económica tradicional. Los

componentes de la función vectorial estimada F son funciones de demanda y relaciones de

comportamiento; así, el papel de la teoría puede ser visto como aquél que sugiere formas para F, o en

términos de Samuelson, indica cómo se distribuyen los ceros por toda la Jacobiana de F. E,ste papel

paru la teoría es definitivamente secundario: la microeconomía muestra un poder sorprendente para

racionalizar relaciones econométricas individuales en diversas formas. Más significativamente, este

papel micro-económico para Ia teoría deja completamente al econometrista la tarca de describir el

comportamiento agregado del sistema. Los teóricos sugieren conjuntos de funciones de formas de

consumo, inversión, precio y salario por separado; estas sugerencias, si son útiles, influyen en los

componentes individuales de F. El comportamiento agregado del sistema es entonces cualquier cosa

que sea,t Seguramente este punto de vista (aunque dudo que muchos puedan apoyarlo de forma tan

categórica) describe el final de la "teoría del ciclo de negocios" tradicional y de la aceptación general

de un ,,intercambio" phillips en ausencia de cualquier modelo teórico agregado que incorpore tal

relación.

Ver, por ejemplo, de Menil y Enzler [6], Hirsch [16] y Hymans [17]'Bt mat préd.riinudo p.oyr"io ¿el mo-delo Brookings fue probablemente la última expresión de esta perspectiva'

@

Iptt :0

4

En segundo lugar, se puede

simulaciones de largo plazo dentro

tiende a cero con la varianza de

enfatizar el vínculo íntimo entre la predicción de corto plazo y lasde este marco estándar. La varianza de ra predicción a corto prazoe,; conforme ésta última se'welve pequeña, también lo hace la

de la {Y1} condicionada por políticas hipotéticas {x1}. De esta

corto plazo lleva implícita la confiabilidad en la evaluación de

varianza del comportamiento estimado

manera la precisión de predicción en ei

la política de largo plazo.

3. Predicción adaptativa

Existen muchas señales de que los econometristas practicantes fingen un poco más estar deacuerdo con la teoría esbozada en la sección precedente. Lo más notable es la indiferencia de lospronosticadores econométricos a las series de datos previas a 1947. Dentro de la teoría de la políticaeconómica' muchas observaciones siempre ajustan mejor a los parámetros estimados y predichos, asícomo particularmente en valores xl "extremo"; incluso aún las series anuales disponibles de 1929-1946son raramente usadas como una comprobación de los ajustes de la pos_guerra.

Una segunda señal es el frecuente y frecuentemente importante reajuste de las relacioneseconométricas' Las revisiones del sector precio-salario ahora en proceso son un buen ejempla.6 Laprecisión continuamente mejorada de los estimados de d dentro de la estructura fija de F, pronosticadapor la teoría, parece no ocurrir en la práctica.

Por último y de manera más sugerente, está la prácticadel uso, con propósitos de predicción, depatrones en residuales recientes para revisar estimados en la ordenad,a al origen. por ejemplo, si una"corrida" de residuales positivos (valores pronosticados menos reales) surge en una ecuación para losúltimos periodos, se revisa la intercepción estimada descendente por su cantidad promedio. Estapráctica describe, por ejemplo, la superioridad de la predicción Wharton real comparada con lapredicción basada en la versión publicada del modelo.T

Debe enfatizarse que el recuento de estas discrepancias entre teoría y práctica no debe serconsiderado como una crítica de los pronosticadores econométricos. Ciertamente si las nuevasobservaciones son mejor explicadas por ecuaciones nuevas o modificadas, sería tonto continuarprediciendo usando las viejas relaciones. El punto es simplemente que, los libros de textoeconométricos no sostienen, que la actual prácficade predicción no es realizada dentro del marco de lateoría de la política económica' y que el incuestionable éxito de los predictores no debe ser interpretado

Ver, por ejemplo, Gordon [14]un buen recuenfo de esto y otros aspectos de Ia predicción en la teoríay en la práctica es provisto por Klein [20]. untratamiento completo está disponible en Evans y Klein [9].

67

como evidencia de la solidez o confiabilidad de la estructura propuesta en esa teoría.

Una estructura altemativa a esto subyacente a la teoría de la política económica ha sido

recientemente propuesta (en t3] V tS]) por Cooley y Prescott. La esffuctura es de interés en el presente

contexto, dado que la predicción óptima interna comparte muchas características con la actual práctica

de predicción como se acaba de describir. En lugar de tratar el vector paramétrico á como frjo, Cooley

y prescott lo vieron como una variable aleatoria siguiendo un camino aleatorio

1t+I : dt* t . l t * l ,

donde {11} es una secuencia de variables aleatorias independientes, idénticamente distribuidas'

La máxima probabilidad de predicción bajo este marco alternativo ("regresión adaptativa")

parece un ,,suavizamiento exponencial" en las observaciones, con las observaciones en el pasado

distante recibiendo un "peso" pequeño -muy parecido como en la práctica econométrica usual;

similarmente los errores recientes de predicción son usados para ajustar las estimaciones. Usando los

datos artificiales y las series de tiempo económicas, Cooley y Prescott demostraron (en [4]) que los

métodos adaptativos tienen buenas propiedades de predicción de corto plazo cuando son comparados

incluso con versiones relativamente sofisticadas del modelo de regresión "fijo d". Como Klein y otros

resaltaron, esta ventaja es compartida por grandes modelos de predicción real (esto es' modelos de

predicción modificados por el juicio de los predictores) sobre predicciones mecánicas usando las

versiones publicadas del modelo'8

Cooley y prescott propusieron la regresión adaptativa como un método normativo de

predicción. Estoy usándolo aquí en un sentido positivo: como un "modelo" idealizado del

comportamiento de los predictores de los grandes modelos. Si como creo, el modelo es

aproximadamente preciso, sirve para reconciliar la afirmación de que las evaluaciones de la política de

largo plazo basadas en modelos econométricos son insignificantes con el reconocimiento de que la

precisión de predicción de estos modelos es buena y con probabilidad de convertirse en mejores. Bajo

la estructura adaptativa, un pequeño error estándar en la predicción de corto plazo es consistente con

una vadanza infinita de las características operativas de largo plazo del sistema.

8 Ver a Klein [20].

. .

4. Consideraciones teóricas: Generales

En este punto, he argumentado simplemente que el enfoque estándar del parámetro estable de la

teoría econométrica y de la evaluación de la política cuantitativa parece no coincidir con varias

características importantes de lapráctica econométrica, mientras que una estructura general alternativa,

que incorpora desviaciones de parámetros estocásticos, coincide con estas características muy

cercanamente. Este argumento es, si se acepta, suficiente para establecer que las implicaciones de

"largo pIazo" de los actuales modelos de predicción están sin contenido, y que la habilidad de

predicción de corto plazo de estos modelos no provee de ninguna evidencia de la precisión esperada de

las simulaciones de reglas de políticas hipotéticas.

Creo que estos puntos son importantes, pero sus implicaciones en el futuro no son claras.

Después de todo, los principales modelos econométricos están aún en su primer década, altamente

exitosa. Seguramente nadie esperaba que las parumetrizaciones iniciales de estos modelos duraran para

siempre, aún desde el punto de vista más optimista de la estabilidad de la estructura desconocida

subyacente . TaI vez el carácter adaptativo de esta etapa temprana de la predicción macro-económica es

simplemente la búsqueda inicial de la verdadera estructura la cual, ha sido ignorada por la teoría

estadística, aunque todos los practicantes sabían que era necesaria. Si por tanto los argumentos de este

ensayo fueran puntos transitorios de debate, obsoletos tan pronto como se terminaran de escribir.

Personalmente, no me disculparé si este fuera el caso, pero no creo que lo sea. Intentaré explicar por

qué, empezando con generalidades y después introduciendo ejemplos en la siguiente sección,.

En la sección 2, discutimos una economía caracterizada por

Yt+1 : F(Yr,xr,0,e¡).

La función F y el vector parámetro d son derivados de reglas de decisión (funciones de

demanda y oferta) de los agentes económicos, y estas decisiones son teóricamente óptimas, dada la

situación en la cual cada agente es colocado. No existe, como se resaltó arrlba, el presupuesto de que

(F,á) serán fáciles de descubrir, pero existe el supuesto general por parte de la teoría de la política

económica que una vez que estos son (aproximadamente) conocidos, permanecerán estables bajo

cambios arbitrarios en el comportamiento de la secuencia de fuerza {x1}.

Por ejemplo, suponiendo que un modelo confiable (F,á) está a la mano, y uno desea usarlo para

evaluar las consecuencias las reglas de políticas monetarias y fiscales alternativas (opciones de

xQ,x1,x2,..., donde t: 0 es "ahora"). De acuerdo con la teoría de la política económica, entonces uno

simula el sistema bajo políticas alternativas (teóricas o numéricas) y compara los resultados con

algdnos criterios. Para que esas comparaciones tongan algún significado, es esencial que la estructura

(F,0) no cambie sistemáticamente con la opción de {x1}

injustificado. Primero, el problema de la decisión individual: "encontrar una regla de decisión óptrma

cuando ciertos parámetros (suponiendo, precios futuros) siguen 'patrones arbitrarios' está simplemente

mal formulada. Solamente problemas triviales en los cuales los agentes pueden ignorar el futuro sin

preocupación, pueden ser formulados bajo una descripción muy vaga de las restricciones de mercado.

Incluso para obtener las reglas de decisión subyacentes a (F,d) entonces, tenemos que atribuir a los

individuos alguna perspectiva del compofiamiento de los valores futuros de variables de interés para

ellos. Este enfoque, en conjunto con otros factores, determina sus reglas óptimas de decisión. Asumir

estabilidad de (F,á) bajo reglas de políticas altemativas es, de esta manera, asumir que las perspectivas

de los agentes sobre el comportamiento de los choques al sistema son invariables bajo cambios en el

verdadero comportamiento de esos choques. Sin este supuesto extremo, son insignificantes los tipos de

simulaciones de políticas requeridos por la teoría de la política económica.

Es probable que la "desviación" en 0la cual los modelos adaptativos describen que refleja, en

parte, estocásticamente la adaptación de las reglas de decisión de los agentes al catáctet cambiante de

las series que ellos están tratando de predecir.e Dado que esta adaptación estará en la mayoría de los

casos (creo que no todos) rczagada, no sorprende que los métodos adaptativos puedan mejorar las

capacidades de predicción de corto plazo de los modelos econométricos. Sin embargo, pata la

predicción de largo plazo y las simulaciones de políticas, ignorar las fuentes sistemáticas de desviación

conducirá a errores grandes e impredecibles.

5. Consideraciones teóricas: Eiemplos

Si estas observaciones teóricas generales sobre la probabilidad de una "desviación paramétrica"

sistemática frente a variaciones en la estructura de choques son coffectas, será posible confirmarlas

examinando los problemas específicos de decisión subyacentes en los principales componentes de los

modelos agregativos. Discutiré en seguida el consumo, la inversión, y el sector precio-salario, o curva

de Phillips. En cada caso, las "variables del lado derecho" serán consideradas por simplicidad, como

"exógenas" (como componentes de {x1}). Los experimentos-mentales que coinciden con este supuesto,

9 Esto no es sugerir que todas las desviaciones de los parámetros se deben a esta

funciones de producción debidos a cambios tecnológicos son probablemente

trayectoria aleatoria.

fuente. Por ejemplo, cambios en lasbien descritos por un esquema de

ica indica oue este

y las adaptaciones necesarias para ecuaciones simultáneas, son muy bien conocidas como para requerir

comentarios.

5.1 Consumo

El ejemplo más fácil para discutir con conftanza es la función de consumo agregado, debida a

Friedman [11], Muth [28] V Modigliani, Brumberg yAndo [2], [27], tiene una ftrmeza teórica racional

y un grado inusualmente alto de éxito empírico. Adoptando la formulación de Friedman, el consumo

permanente es proporcional al ingreso permanente (una estimación de un flujo de ingreso descontado a

futuro).

( l )

el consumo real es

(2) c1: c^, * un ;r PL I

y el consumo real corriente es

(3) y1: yp1 + v1

Las variables \: v1 son temporalmente independientes y cada una de las demás y ypt.

Una propensión marginal empírica de "corto plazo" a consumir es el momento representativo

correspondiente a Cov(c1,y1)iVar(y,), o

t . -ñ-

Ahora, mientras estos momentos sean vistos como parámetros subjetivos en las mentes de los

consumidores, este modelo carece de contenido. Friedman, sin embargo, los vio como momentos

verdaderos, conocidos por los consumidores, el paso lógico que conduce a la prueba de corte

transversal la cual es provista de la más sorprendente confirmación de su hipótesis de ingreso

Var (y'y' + Var(v1)

permanente.lo

Esta ecuación central de una distribución verdadera y de la distribución subjetiva en la que

están basadas las decisiones fue nombrada expectativas racionales por Muth, quien desarrolló más

arnpliamente sus implicaciones (en [29]). En particular, Muth en [28], encontró que el comportamiento

estocástico del ingreso a través del tiempo bajo el cual, la identificación de Friedman del ingreso

permanente como una suma exponencialmente ponderada de observaciones actuales y pasadas respecto

al ingreso real, era consistente con la predicción óptima por parte de los agentes.ll

Para revisar los resultados de Muth, comenzamos recordando que el ingreso permanente es

aquél flujo constante ypt "l

cual tiene el mismo valor, con el factor subjetivo de descuento $, como el

flujo pronosticado de ingreso real:

oo

(a) ypt: (1- p) I ple(y,ai I 11)i:0

donde cada expectativa es condicionada en la información Ia disponible en t.

Ahora dejemos que el ingreso real ya sea una suma de tres términos

(5) Yt: G*wt tvt ,

donde v, es ingreso transitorio, u es una constante, y wt es una suma de incrementos independientes,

cada uno con media cero y varianza constante. Muth demostró que el estimador de varianza mínima de

y1a1 para todo i :1,2,... es (1-),) -

l,jyr-; donde l. depende de una manera conocida en las varianzas, t - |

relativas de w, y ut.tt Ij:0

Inserlando este estimador en (4) y sumando las series nos da la función empírica de consumo

l0 por supuesto, la htpótesis continúa siendo probada mientras surgen nuevas fuentes de datos disponibles, y las anomalías

continuan surgiendo. (Para un ejemplo reciente, ver Mayer [26]). Así, se puede esperar que, como con las hipótesis más

"confinnadas", un día sea subsumida en alguna formulación general'

I I En [12], Friedman propone un enfoque alternativo al de Muth, a saber que la ponderación usada en calcular el prornedio

de ingresos pasados (i, abajo) es la misma que el factor de descuento usado en calcular el promedio de los ingresos

futuros (B, abajo). Es la teoría de Muth, en lugar que la de Friedman la cual es consistente con la prueba de corte

transversal basada en las varianzas relativas mencionadas arriba.

l2 Deiemos clue 0r' sealayarianzade vt y 0'A* sea lavarianzade los incrementos de wr, así la relación es

a'r)" :1+l o"Aw- oAw 1l+l g-Aw

,4ov^2lcuov

@

(6) ct: k(l-F)vt + kp(l-1") I ljy,-j * u, .j:0

(Esta formula difiere ligeramente de la de Muth porque él asumió implícitamente que c, estaba

determinado antes de obtener y1. Esta diferencia no es importante en el resultado final.)

Ahora imaginemos un consumidor de este tipo, con un ingreso corriente generado por un

"investigador" de acuerdo con el patrón descrito por Muth (de manera que las premisas de la teoría de

la política económica son coffectas para una sola ecuación de la función de consumo). Un

econometrista que observa a este consumidor por varios periodos tendrá éxito describiéndolo por (6) si

llega a esta ecuación por el razonamiento Friedman-Muth, o simplemente llega a ésta por ensayo y

error. Enseguida considérese que las políticas toman la forma de una secuencia de suplementos {x1}

para el ingreso de este consumidor a partt del tiempo T en adelante. Si {xt} es especificado

determinísticamente o por alguna ley estocástica, si se le es anunciado en adelante al consumidor o no,

la teoría de la política económica prescribe el mismo método para evaluar sus consecuencias:

añadiendo x, a la predicción de y, para cadat > T, insertándola en (6) y se obtiene la nueva proyección

de cr.

Si el consumidor sabe por anticipado del cambio de política, es claro que este método estándar

proporciona predicciones incorrectas. Por ejemplo, suponiendo que la política consiste en un

incremento constante xt : x, en el ingreso durante todo el futuro. A partir de (4), esto conduce a un

incremento en el consumo de k Sin embargo, la predicción basada en (6), tiene un efecto en el

periodo t de

t-T

(Ac)t: kx--{ (1-p) + B(1-},) I l.i }i:0

Dado que este efecto tiende a la predicción correcta kE a medida que t tiende al infinito, uno

puede hacer la conjetura que la dificultad desaparece en el "largoplazo". Para ver si esta conjetura es

falsa, considérese un suplemento exponencialmente creciente r,: *ot, 1<c<l/B. El efecto verdadero en

t-T es, apartir de (1) y (4),

(Ac), : k*-{Lpd1-s0

El efe0to como se Predijo Por (6) es

r-T

(ac)t: kx { (1-B) + B(1-},) | fdl J

Ningún efecto tiende a ce o' mientras t tienda hacia el

valor real) tiende a

infinito; la relación (valor pronosticado sobre

(1-og) {1 + oB(1-}.) }(1-FXo-)")

el cual puede caer en un lado u otro de la unidad'

Divergencias más interesantes surgen entre las predicciones y la realidad cuando la política es

estocástica, pero con características conocidas por anticipado. Por ejemplo, dejemos que {\} sea una

secuencia de variables aleatorias independientes, con media cefo y vatianza constante' distribuidas

independientemente d. \, v1 Y w1. Esta política equivale a un incremento en la varianza del ingreso

transitorio, que disminuye la ponderación l, de una maner a dada por la fórmula Muth' El consumo

promedio, en realidad y como proyección por (6) no es afectada pero 1a variatua del consumo si' La

estimación correcta de este efecto en la varianza requiere una revisión de la ponderación l';

evidentemente ia predicción estándar del parámetro fijo basada en (6) producirá de nuevo una respuesta

errónea, y el error no tenderá a desaparecer pol una t grande'

La lista de cambios determinísticos y estocásticos de política, y sus combinaciones es

inagotable pero no se necesita ir más aná para estabrecer er punto: para cualquier cambio de política

que es compre'dido con anticipación, una extrapolación o simulación basada en (6) resulta en una

predicción incorrecta, y lo que es más, una predicción incorrecta corregible' ¿,Qué de los cambios en

porítica que no son entendidos con anticipación? como Fisher observó, "la noción de que no se puede

ensañar a todas las personas todo er tiempo (no hay necesidad de hacerlo) lleva implícito que no se

puede engañar a todas las personas incluso por algún tiempo'"13

Aunque obvio, la observación es bastante verdadera; pero no provee apoyo alguno para

método de predicción estándar de extrapolar sobre la base de (6)' Nuestro conocimiento sobre

j:0

el

el

13 [10],p.113

comportamiento del consumo es sintetizado en (1)-(a). Para ciertos cambios de política podemos

,*,, SUPofleL con cierta conftanza, que en los nuevos cálculos del ingreso permanente, los consumidoresirán más allá y esperarán predecir sus respuestas de consumo con alguna precisión. para otros tipos depolíticas, particularmente aquellas que implican "engañar" deliberadamente a los consumidores, noserá nada claro cómo aplicar (1)-(4) y por tanto, imposible de pronosticar. obviamente, en tales casos.no hay tazón para imaginar que la predicción con (6) también será precisa.

5.2 Fiiación de impuestos y Demanda de Inversión

En [15], Hall yJorgensonproveyeron estimadores cuantitativos de las consecuencias actuales yrezagadas, de varias políticas de impuestos en la demanda para los productores de equipo durable. Sutrabajo en un ejemplo del actual estado del arte de la mejor predicción condicional. El método generales usar estimadores econométricos de una función de inversión Jorgensoniana, la cual capta todo lo quees relevante en la estructura de impuestos en una simple variable implícita de precio renta, paraestimular los efectos de políticas alternativas de impuestos.

Asumimos implícitamente en este trabajo que cualquier cambio en los impuestos es consideradopermanente, de una vez y para siempre. En la medida en que este supuesto es falso durante el periodomuestreado, los estimadores econométricos están sujetos a sesgarse.to Má, importante para estadiscusión es que, la predicción condicional será válida solamente para cambios en los impuestosconsiderados permanentes por las corporaciones contribuyentes.

En muchos temas de finanzas públicas, este obvio requisito será convenientemente consideradocomo un mero tecnicismo. Sin embargo,para los Keynesianos la política anti-cíclica, es el meollo delasunto. Después todo, lo más importante de la inversión en el crédito al impuesto es que será vistacomo temporal, así podrá servir para inducir a las empresas a reestructurar sus proyectos de inversión.Se debe aclarcr que no se puede esperar que los métodos de predicción usados por Hall y Jorgenso¡ (y,por supuesto, por otros econometristas) produzcan estimadores del mismo orden-de-magnitud de losefectos de los ajustes de impuestos explícitamente temporales.

Para proseguir más adelante en este tema, será útil comenzar con una versión explícita delmodelo acelerador estándar del comportamiento de la inversión. Imaginamos una industria conrendimientos constantes en la cual cada empresa tiene una relación producto-capital constante )".Usando una notación común para las variables en el nivel de la empresa y de la industria, dejemos k*

14 En particular, las bajas estimaciones de '{x'(ver [15], Tabla 2, p.400),las cuales deberían igualar la cuota de capital envalor agregado, son probablemente debidas a un componente transitorio ponderabl"

"n uná variable [a cual es tratada

teóricamente como si fuera sujeta solamente a cambios permanentes.

denote el capital al comienzo del año t. El producto durante t es l.k . La inversión durante el año, i1,

afecta al siguiente periodo del capital de acuerdo a

kt +t : i t + (1-6) kt ,

donde 6 es una tasa constante de depreciación física. El producto es vendido en un mercado perfecto alprecio P1, los bienes de inversión son comprados en un precio unitario constante. Los beneficios (ventas

menos depreciación) son gravadas a una tasa &";hay una inversión en el crédito al impuesto a la tasa deYt.

La firma está interesada en maximizar el valor presente esperado de los ingresos netos deimpuestos, descontados al costo constante del capital r. En ausencia (asumida aquí) de costos de ajuste,esto implica igualar en una ecuación el costo corriente de una unidad adicional de inversión al retornoneto esperado descontado. Asumiendo que la cuenta fiscal corriente es siempre suficientemente grandepara cubrir el crédito, el costo corriente de adquirir una unidad adicional de capital es (l-yt),

independientemente del volumen de bienes de inversión comprados. Cada unidad de inversión genera l,unidades de producto, para ser vendida en el siguiente periodo al precio pr*1 (desconocido).

Compensando este beneficio hay una cuenta fiscal de d,*1[Ipt+t - 5]. Adicionalmente, (1- 6) unidades

del bien de inversión permanecen para usarse después del periodo t+i; con mercados perfectos debienes de capital, estas unidades son valoradas como (1-Y1a1). De esta manera, dejando Et(.) denota

una expectativa condicional en la información sobre el periodo t, el retorno esperado descontado por

unidad de inversión en t es

t Er[.nt+1 (1-át+l) + 6át+l + (1-6) (1-y¡_¡1)Jl f r

Dado que el cambio en la tasa impositiva del siguiente periodo 0r*1el cual no es anticipado en t

es un "impuesto al beneficio puro", ?t+I y p1.¡1 no estarán correlacionados. Por lo tanto, igualando

costos y beneficios, una condición de equilibrio para la industria es

(7) l-Yt = t {IQfut+1) U-E(d1_¡1)J + 6E1(d1a1) + (t-s)[1-El y1a1)J].l f r

Una segunda condición de equilibrio es obtenida por el supuesto de que el mercado deproducfos es liquidado cada periodo. Dejemos que la demanda de la industria sea dada por una funciónlinear, con una ordenada al origen 0stocásticamente cambiante at y una pendiente constante b, de

manera que la cantidad demandada en el siguiente periodo será ar*1 - bpt+l. La cantidad ofertada será

l" veces el capital del siguiente periodo. Entonces una segunda condición de equilibrio es

7"[i, + (1-6)kt] : ft+r - bpt+l .

Tomando los valores medios de ambos lados,

(8) 7"[i + (1-6)kt] : Q(a1a1) _ bEl(p111) .

Dado que nuestro interés está en la función de inversión de la industria, eliminamos Elpt*t)

entre (7) y (8) para obtener:

(9) it + (1-6)k *1: l_ Et(t+t) - _b_ [ r + 6]

¡2 1-Q(d1a1)

+ b [ (l+r)y¡ - (1-6) e81a1J .¡ ) I - Edá1a1)

La ecuación (9) proporciona el stock de capital "deseado" por la industria, it + (l-6)kt, como

una función del estado futuro esperado de la demanda y de la estructura de impuestos actual y futuraesperada, así como del costo de capital r, considerada en esta ejemplo como constante. El segundo y

tercer término de la derecha son el producto de la pendiente de la curva de demanda de capital,bX-2, yel conocido precio de renta implícito Jorgensoniano; el segundo término incluye el ,,interés,, y loscostos netos de depreciación de impuestos; el tercero incluye la ganancia (o pérdida) de capitalesperada debido a los cambios en la tasa de inversión del crédito al impuesto.

En los estudios de inversión más empírrcos, se supone que las empresas se muevengradualmente de k, al stock deseado dado por (9), debido a los costos de ajuste, retrasos de entrega y

cosas por el estilo. Asumimos aquí, solamente por conveniencia, que todo el ajuste ocuffe en un

periodo. -r _.^:^* .aciones (1) y (4) de la

LaecuaciÓn(9)estáoperábionalmenteenelmismonivelquelasecu

sección precedente: relaciona er comportamiento actual con ras expectativas no observadas de variables

futuras. para moverse a una hipótesis probabie, uno debe especificar el comporlamiento de las series de

tiempo d. u,, 01v v1 (así como fue realizado para er ingreso en ra teoría del consumo), obtener ra regla

óptima de predicción, y obtener ra análog apafara función de consumo (6). permitámonos imaginar que

esto ha sido cumprido, y que los estimados de ros parámetros r y b han sido obtenidos' ¿cómo se

deberán usar estos estimados para evaluar las consecuencias de una política particular de inversión de

crédito al imPuesto?

El método usado Por Hall

definitiva Y Permanentemente' o

y Jorgenson es tratar el crédito como permanente o cambiado

implícitamente establecer E1( Yt*t) igual a Yt' Manteniendo d'

en el crédito de 0 a Y (digamos) será el mismo que una caída

inversión en l_y o, a partir de (g), un incremento en el stock deconstante en 6, el efecto de un cambio

permanente del precio de los bienes de

capital deseado de

b. r+6'

x2 r-o

Si el crédito es en rearidad considerado por las corporaciones como permanente' esta predicción será

correcta; de otro modo no lo será'

para considerar alternativas, imagine una política estocástica de crédito al impuesto que cambia

en un modo Markoviano de á a un número fijo Y' con transiciones dadas por

Pr{Y1a1 :Y I Yt= 0} : qyPr{Y'n1 = Y I Yt=Y} =p'"

Entonces, si las expectativas del crédito ar impuesto en el siguiente periodo son definidas

racionarmente, dependiendo de la presencia o ausencia del crédito en el periodo corriente' tenemos

El tercer término en la derecha de (9) es entonces

t-q(1-6)l

¡"2(t-e)

bY [ i+r-p(1-6)]

x2(t-o)

La diferencia entre estos

si Y, :0.

s i Y, :Y.

términos está dada por la expresión

bY

(10) bY [1+ r + (q-pX1-6)] .1

¡.'(1-0)

La expresión (10) proporciona el incremento

inmediato, de la inversión actual) cuando el crédito al

del stock de capital deseado (y, el

impuesto es cambiado de cero a Y

ajuste

en una

economla en el modo estocásti

mide el efecto de un cambio en política de un régimen sin crédito al régimen estocástico usado aquí.

(La diferencia surge porque cuando el crédito es establecido en cero en el régimen estocástico, Ia

posibilidad de pérdida de capital, debida a la introducción del crédito en el futuro, incrementa la renta

implícita en el capital, relativa a la situación en la cual se espera que el crédito permanezca siempre en

cero. )

Examinando los valores extremos de p y q se puede tener la buena idea de la importancia

cuantitativa de las expectativas en medir el efecto del crédito. En un extremo, considere el caso donde

se espera que el crédito casi nunca sea ofertado (q cerca a 0), pero unavez ofertado, es pennanente (p

cerca a 1). El efecto de un cambio de 0 a Y es, en este caso, aproximadamente

bY [r + 6)],')

)""( i-0)

usando (10). Esta es la situación asumida, implícitamente, por Hall y Jorgenson. En el otro

extremo, considere el caso de un crédito frecuentemente impuesto pero siempre transitorio (q cerca a l,

p cerca a 0). Aplicando (10), el efecto de un cambio en este caso es aproximadamente

No

bV [2+r-6)] .1"2(t-e)

Larelación de los efectos es entonces (2+r - 6)/(r+ 6). Con r: . I4 y 6:.15, estarelación está

cerca de 7.16 Por tanto, no estamos discutiendo un tema cuantitativamente menor.

Para una estimación más realista, considere un crédito que permanece "cancelado" por un

periodo de 5 años, y cuando "se teactiva" permanece por un promedio de un año. Estos supuestos

corresponden a establecer p:0 y q: Il5. La relación del efecto (de (10)), bajo estos supuestos versus

aquellos usados por Hall y Jorgenson es ahora [1 + r+ 1/5 (1-6)] / (r + 6). Con r : .I4 y 6 : .15, esta

relación es aproximadamente 4.5. Esta relación probablemente será algo más pequeña bajo una

estructura d,erezago más satisfactorialT, pero incluso tomando en cuenta esto, parece probable que el

estimulo potencial de la inversión de crédito al impuesto puede bien ser varias veces mayor que el que

indicarían los estimados Hall-Jorgenson.tt

Como era el caso en la discusión del comportamiento del consumo, la estimación de un efecto

de política, planteada líneas arriba, presupone una política generada por una regla fija, relativamente

simple, conocida por los pronosticadores (nosotros mismos) y por los agentes sujetos a la política (un

supuesto que no sólo es conveniente analíticamente sino consistente con el Artículo 1, Sección 7 dela

Constitución de los U.S.). Para ir más allá del tipo de cálculos del orden de magnitud usados aquí para

una medición más precisa de los efectos del crédito de 1962 estudiados por Hall y Jorgenson, se tiene

que inferir la regla implícita la cual generó (o fue pensada por las corporaciones para generar) que la

política, fuera una tarea difícil o tal vez imposible de realizar, por la novedad de la política en el

momento en qLle fue introducida. Similarmente, no hay razón para esperar que podemos predecir

exactamente los efectos de políticas de impuestos ad hoc a futuro en el comportamiento de la inversión.

Por otro lado, hay toda la razón para creer que pueden ser obtenidas buenas mediciones cuantitativas de

reglas contra-cíclicas físicas, las cuales son construidas dentro de una estructura de impuestos en un

modo estable y bien-entendido.

5.3 Curvaq_de_PbilltBs

Un tercer ejemplo es sugerido por una reciente controversia sobre la hipótesis Phelps-Friedman

l6 El costo del capital de .14 y la tasa de depreciación de .15 (para equipo de fábrica) son tasas anuales de [15]. Dada larelación (2 + r - 6)/(r + 6) no está libre de la unidad de tiempo, es crucial en este punto el supuesto de que todomovilniento alrededor del nuevo stock de capital deseado se l leva a cabo en un año: definiendo un periodo de tiempomás corto que un año esta relación incrementará,y ala inversa si es por un periodo mas largo.Por larazón dada en la nota 16.Debe notarse que esta conclusión refuerza la conclusión cualitativa alcanzada por Hall y Jorgenson [15], p. al3

11

18

. : |,

que los cambios permanentes en la tasa de inflación no alterarán la tasa media de desempleo. La

mayoría de los principales modelos econométricos han sido usados en experimentos de simulación para

probar esta proposición; los resultados son uniformemente negativos. Dado que las expectativas están

comprendidas en un modo esencial en el trabajo y en el comportamiento de la oferta del mercado de

bienes, se puede asumir, sobre la base de las consideraciones establecidas en la sección 4, que estas

pruebas no vienen al caso.le Este presupuesto es correcto, como lo ilustra el siguiente ejemplo.

Será de ayuda utilizar un modelo paramétrico simple el cual capte las características principales

desde la perspectiva esperada de la oferta agregada -agentes racionales, mercados liquidados,

información incompleta.20 Imaginamos a los oferentes de bienes distribuidos sobre N mercados

distintos i, i:l,...,N. Para evitar problemas del número índice, suponga que el mismo bien (excepto para

la localización) es comerciado en cada mercado, y dejemos Que yit sea el logaritmo de la cantidad

ofertada en el mercado i en el periodo t. Asúmase después, que la oferla yi, está compuesta por dos

factores

Yit: YPit + Ycit ,

donde yp¡1 denota una oferta normal o permanente, y ycit una oferta cíclica o transitoria (ambas

de nuevo en logaritmos). Consideramos que yp11 es insensible a todos los cambios permanentes de

precios relativos o, dado que ésta última fue definida antes asumiendo un solo bien, simplemente es

insensible a los cambios de precios. La oferta transitoria yc;¡ varía con los cambios percibidos en el

precio relativo de los bienes en i:

c ^, e ,Y i t : P$¡1- P i t ) '

donde pi1 es el logaritmo del precio real de i en t, y peit es el logaritmo del nivel general de precios

(media geométrica) en la economía como un todo, como se percibió en el mercado i.2l

Los precios cambiarán de mercado en mercado para cada t, debido a las fuentes habituales de

l9 Sargent [3a] y yo [23] hemos desarrollado antes esta conclusión en contextos similares.20 Este modelo es tomado, con uros cuantos cambios, de rni publicación anterior [24].2I Esta función de ofefta para bienes debe ser pensada como un trazo ascendente dado un mercado laboral

Lucas y Rapping 122)paraun análisis de los factores subyacentes a esta función.l iquidado i. Ver

las fluctuaciones en las demandas relativas. Éstos también fluctuarán a través del tiempo, debido a los

movimientos en la demanda agregada. No debemos .explorar las fuentes de estos movimientos de

precios (aunque es sumamente fácil de hacerlo) sino simplemente proponer que el precio real de i en t

consrste en dos componentes:

Pi t : Pt * t i t .

Los vendedores observan el precio real pili los dos componente no pueden ser observados

separadamente. El componente p, varía con el tiempo, pero es común a todos los mercados. Basados en

información obtenida anterior a t (llamadu \_t) los comerciantes en todos los mercados consideran p,

como una variable aleatoria normalmente distribuida, con media P1 (reflejando esta información

anterior) y una varianza o2. El componente z¡, refleja las variaciones en los precios relativos a través

del tiempo y de los mercados: zirestánormalmente distribuido, independiente d. pt y ,j, (u menos que

i:j, sn), con media 0 y varíanzar2.

El nivel real general de precios en t es el promedio de los precios individuales a través de los

mercados.

NN

1 I p i1:pr+ I I z j t .

N i:r N i: l

Consideramos que el número de mercados N es grande, de manera que el segundo término

pueda ser ignorado, y pt es el nivel general de precios. Para elaborar la decisión de oferta, los oferentes

estiman pll asumen que este estimado peil es la media de la distribución condicional verdadera de pt.

Este último es calculado usando la observación de que pit es la suma de dos variables normales

')independientes, una con media 0 y varianzu rz;Iuotra con media P1 Y varian tu ot . Sigue que

p"i t : E{pt lPi t , I t - l } : (1- O)Pi t+ )Pt,

.|donde d = T'

2,2o +T

Basado en esta estimación imparcial

corrientes, los oferentes en i seguiriín

pero generalmente inexacta del nivel general de nrecios

vti,: Ftnl1 - ((1-d)pit + 7pt)l: e|lptt - ptl

Ahora, promediando sobre los mercados, e invocando de nuevo la ley de números grandes,

tenemos el componente cíclico de la oferta agreqada:

Y"it: áFfut - Pt)

Re-introduciendo lo s componentes permanentes,

(11) yt : dF$t - py' + ypt

Aunque simple, (11) capta las principales características de la perspectiva de la "tasa natural" o

esperada de la oferta agregada. La oferta de bienes es vista como siguiendo un patrón tendencial yp¡ el

cual no depende de los movimientos del precio nominal. Las desviaciones de este patrón son inducidas

siempre que el precio nominal se desvía del nivel que se esperaba que prevaleciera con base en la

información pasada. Estas desviaciones oculren porque los agentes están obligados a inferir los

movimientos del precio general actual sobre la base de información incompleta.

Vale la pena especular en cuanto al desempeño empírico que uno puede esperar de (11).

Haciendo esto, ignoramos el componente tendencial yo,, concentrándonos en los determinantes de p,,

F, y 0.El parámetro B refleja las posibilidades intertemporales de sustitución en la oferta: los factores

tecnológicos tales como el almacenamiento de la producción, y las preferencias por sustituir trabajo

ofertado en el presente por la oferta futura de trabajo. Se puede esperar que p sea razonablemente

estable a través del tiempo y las economías en un nivel similar de desarrollo. El parámetro d es la

relación

2I

,2+f

2o

que refleja la variabilidad de los precios relativos dentro de la economía; no hay rczón para esperar que

1varíe sistemáticamente con una política de demanda. o" es la varianza del nivel general de precios

cerca de su nivel esperado; obviamente se incrementará con los incrementos en la volatilidad de la

demanda.22 Similarmente, pr, el nivel de precio esperado condicionado en información pasada, variará

con las tasas promedio reales de inflación.

Volviendo a un ejemplo específico, suponga que los precios reales siguen un camino aleatorio

P1: P1-1 + et(r2)

donde €t es normal con medi any varianzu o2. Errronces pt: pt-1 + n y (11) se convierten en

(13) yt: á00t - pt_t) - ?Fn+ yo.

Durante un periodo de estudio en el cual n y o2 pefinanecen aproximadamente constantes, y si

yp1 puede efectivamente ser controlada por (13) parecerá al econometrista como que se describe un

intercambio estable entre inflación y producto real. La suma de tasas de inflación rezagadas no

mejorará el ajuste, nialterará de ninguna forma esta conclusión. Todavía es evidente de (13) que un

incremento sostenido en la tasa de inflación (un incremento en zc) no afectará eI producto real.

Esto no significa que una versión de rezagos distribuidos de (11) no pueda desempeñarse mejor

empíricamente. De esta manera, dejemos que la tasa de inflación real siga un esquema autorregresivo

de primer orden.

Apt pApt_l + et

o

22 Esta implicación de que la variabilidad en la demanda afecta la pendiente del "intercambio" es la base para la prueba de

hipótesis de la tasa natural registrada en 1241, así como aquellas registradas por Adie [ ] y B Klein I l8].

64) P¡: (1+O)nt-1 - PP¡-2 + e,

donde 0<o<1 y e. es distribuido como antes.t

De esta manera, combinando (11) y (14):

(15) y1: áBAp, - dFpApt_t - 09n+ yO, .

En términos econométricos, la pendiente de "largo plazo", o el intercambio, será la suma de los

coeficientes de inflación, o áB(1-p), los cuales no serán cero si (14) es estable.

En resumen, uno puede imaginar situaciones en las que las curvas empíricas de Phillips

manifiestan largos rezagos y situaciones en las cuales no hay efectos rezagados, En cualquier caso, la

relación de "largo plazo" producto-inflación calculada o simulada en el modo convencional no tiene

sustento en las consecuencias reales de continuar con una política de inflación.

Como en los ejemplos de consumo e inversión, la capacidad de usar (13) o (15) la predicción de

las consecuencias de un cambio de política descansa crucialmente en el supuesto de que los parámetros

que describen la nueva política (en este caso 7r, o2 y p) son conocidos por los agentes. Sobre los

periodos en los cuales este supuesto no es aproximadamente válido (obviamente ha habido y continuará

habiendo muchos de estos periodos) las curvas empíricas de Phillips parecerán sujetas a una

"desviación paramétrica", que puede describirse sobre el periodo de estudio, aunque impredecible para

todos los casos excepto en el futuro muy cercano.

6, Consideraciones políticas

En las secciones precedentes, he argumentado en general y con ejemplos que hay poderosas

razones empíricas y teóricas para creer que una estructura de la forma

Yt+l : F(Y,,x,,0,e1)

(F conocida, 0 hja, l "arbitraria") no serán

las economías reales. Para la predicción de

práctica desde hace mucho tiempo, y los

búsqueda han sido obtenidas permitiendo y

embargo, bajo los modelos adaptativos los

útiles para predecir ni para una evaluación de la política en

corto plazo, estos argumentos han sido anticipados en la

modelos con buenas (y perfeccionables) propiedades de

midiendo la "desviación" en el vector paramétrico á. Sin

cuales rucionalízan estos procedimientos de búsqueda. es

sabido que las simulaciones de política de "largo plazo" tienen variarua infinita, lo cual deja abierta la

cuestión de la evaluación cuantitativa de la política.

Una respuesta a esta situación, hoy día rara vez defendida explícitamente pero dominante de forma

implícita en el nivel más "práctico" de recomendación económica, es simplemente desestimar las

cuestiones del comportamiento de la economía en el largo plazo bajo políticas alternativas y en cambio

enfocarse en obtener lo que ha sido visto como un comportamiento deseable en las siguientes partes. La

esperanza es que los cambios en á inducidos por cambios en política ocunirán lentamente, y que la

predicción condicional basada en modelos de búsqueda será entonces aproximadamente exacta para

unos cuantos periodos. Esta esperanza es falsa y engañosa. Primero, algunos cambios en política

inducen a saltos inmediatos en á: por ejemplo, una sobrecarga explícitamente temporal de un impuesto

al ingreso personal inducirá (c.f. Sección 5.1) a un incremento inmediato en la propensión a consumir

fuera del ingreso disponible y a errores consecuentes que condicionan a la predicción de corto plazo.23

En segundo lugar, incluso si los cambios inducidos en I ocurren lentamente, deben ser contados en la

"función objetivo" de corto plazo, aunque Íara vez lo son. Así, las curvas econométricas de Phillips

predicen aproximadamente la fase inicial de la inflación actual, pero no el cambio "adverso" en la

curva al que conduce esa inflación.

¿Qué clase de estructura debe ser consistente con las consideraciones teóricas señaladas en la

sección 4 y a la vez con una evaluación operacional y precisa de la política? Ilno no se atreve a

consentir la ilusión común de que las estructuras "generales" son más útiles que las específ,rcas,

aquellas empíricamente verificadas; sin embargo, una estructura provisional, usada con cautela,

facilitará el resto de la discusión.

Como se observó en la sección 4, no se puede discutir significativamente las decisiones óptimas

de los agentes bajo secuencias arbitrarias {xa} de choques futuros. Entonces, como una caracteización

alternativa, dejemos que las políticas y otras perturbaciones sean vistas como funciones

estocásticamente distribuidas del estado del sistema, o (paramétricamente)

(16) x,: G(y,,1",r1,)

donde G es conocida, ), es un vector parámetro fijo, y Il un vector de perturbaciones. Entonces

el resto de la economía sigue

23 Esta observación fue realizada antes por Eisner [8] y Dolde [7], p. 15, exactamente por las razones establecidas en la

sección 5. I .

(17) yt+l : F(ya,x,,á(1"),e,) ,

donde, como se indicó, los parámetros de comportamiento á varían sistemáticamente con los

parámetros ), gobernando la política y otros "choques". En este contexto, el problema econométrico es

estimar la función á(),).

En un modelo de este tipo, una política es vista como un cambio en los parámetros 1,, o en la

función que genera los valores de variables de política en momentos particulares. Un cambio en

política (en )") afecta el comportamiento del sistema de dos maneras: primero, alterando el

comportamiento de las series de tiempo de x1i segundo, conduciendo a modificaciones en los

parámetros de comportamiento á()") gobernando el resto del sistema. Evidentemente, el modo en que

puede esperarse que ocuffa esta última modificación depende crucialmente en el modo en que es

llevado a cabo el cambio de política. Si el cambio de política ocurre por una secuencia de decisiones

que siguen un patrón no discutido o pre-anunciado, éste será conocido sólo gradualmente por los

agentes, y entonces, tal vez,lo sea en gran parte como una vatianza más alta de "ruido". En este caso,

el movimiento a un nuevo á()"), si es que ocurre en un modo del todo estable, será poco metódico e

impredecible económicamente. Por otra parte, si el cambio en política ocurre como cambios en las

reglas totalmente discutidos y comprendidos, existe alguna esperanza de que los cambios estructurales

resultantes puedan ser pronosticados sobre la base de una estimación con datos pasados de á(1").

Es tal vez necesario enfatizar que este punto de vista acerca de la predicción condicional, debido

originalmente a Knight y, en la forma moderna, a Muth, no atribuye a los agentes poderes

sobrenaturales de adivinar instantáneamente la verdadera estructura de las políticas que los afectan.

Más modestamente, atina en que las respuestas de los agentes se hacen predecibles para los

observadores externos sólo cuando puede haber alguna confi.anza en que los agentes y los observadores

comparten una perspectiva común de la nafuraleza de los choques los cuales deben ser pronosticados

por ambos.

La preferencia por "reglas versus autoridad" en la política económica que ha sido sugerida por

este enfoque, no está, como espero que sea claro, basada en ningunas propiedades óptirnamente

demostrables de reglas en general (cualquier cosa que esto pueda significar). Parece no haber

argumento teórico que excluya la posibilidad de que (por ejemplo) delegar la autoridad de la toma de

decisiones económicas a algunos individuos o grupo no pueda llevar a un desempeño económico

superior (por algunos criterios) que es alcanzable bajo algunas, o todas las reglas hipotéticas en el

sentido de (16). El punto es más exactamente que esta posibilidad no puede en principio ser sostenida

empíricamente. Las únicas evaluaciones cuantitativas científicas de porítica que tenemos disponibles

son l¿S bompalaclones de las consecuencias de las reglas de políticas alternativas'

7. Observaciones finales

Este ensayo ha sido elaborado como una exposición y elaboración de un simple silogismo: dado

que la estructura de un modero econométrico consiste en regras óptimas de decisión de los agentes

económicos, y que las reglas óptimas de decisión varían sistemáticamente con cambios en la estructura

de series relevantes al tomador de decisiones, por consiguiente, cualquier cambio en política alterará

sistemáticamente la estructura de los modelos econométricos'

para Ia cuestión de la predicción de corto plazo, o para la capacidad de búsqueda de los modelos

econométricos, hemos vistos que esta concrusión es sóro de significancia ocasionar. En contraste, es

fundament ar paratemas que implican una evaluación de porítica; esto implica que las comparaciones

de los efectos de reglas de política alternativas que usan los moderos econométricos actuales son

invaridos a pesar der desempeño de estos moderos sobre er periodo de estudio o en la predicción ex ante

de corto Plazo.

Elargumentoes,enparte,destructivo:lacapacidaddepredecir lasconsecuenciasdesecuenclas

de decisiones de poiítica arbitrarias y no anunciadas, actualmente recramadas (al menos

imprícitamente) por ra teoría de ra porítica económica, parecen estar más allá de la capacidad no sólo de

ros modelos de actual generación, sino también de ros modelos concebibles en un futuro. Por otro lado,

como se mostró en er ejemplo del consumo, la predicción condicionar bajo la estructura alternativa (16)

y(17)es,completamenteoperacional,aunquecientíficamentemásdemandante.

En síntesis, parece que ios hacedores de política, si quisieran predecir la respuesta de los

ciudadanos, deben tomar esta úrtima dentro de su confi anza. Esta conclusión, aunque impropia para la

práctica econométrica actual, parece estar bien acorde a la preferencia por una toma de decisión

democrática.

A--

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