|
ÚÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄ¿
³ CAPITULO 1: ³
ÃÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄ´
³ METODOLOGIA EMPLEADA ³
ÀÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÙ
DESCOMPOSICION DEL CICLO - TENDENCIA
El primer problema que com£nmente se afronta en el an lisis
de los ciclos econ¢micos es su medida, es decir, el problema de la
descomposici¢n del ciclo y la tendencia. Si bien existen varios
m‚todos de estimaci¢n, ninguno de ellos puede ser considerado
superior.
En el trabajo se ha optado por el m‚todo de primeras diferencias
por las razones siguientes:
La simplicidad de su estimaci¢n.
La posibilidad de tomar en cuenta el comportamiento estacionario
de las series a estudiar (ver Cap¡tulo 5).
La compatibilidad con el comportamiento de largo plazo del
conjunto de variables macroecon¢micas, como se ver en el
presente estudio.
No obstante lo anterior, para probar la solidez de las regulari-
dades emp¡ricas en torno al ciclo econ¢mico (ver Cap¡tulo 3) se ha
tenido en consideraci¢n otros dos m‚todos de descomposici¢n del ciclo
y la tendencia: la ecuaci¢n polin¢mica de la tendencia y el filtro
de Hodrick y Prescott, m‚todos que solo toman en consideraci¢n la
descomposici¢n univariada, dejando de lado posibles relaciones de
cointegraci¢n entre las variables. La ventaja principal de estos
m‚todos es que son ®neutrales¯ en el sentido que no est n sujeto a las
restricciones derivados de la teor¡a econ¢mica. Otro m‚todo tambi‚n
univariado, aplicado a series mensuales es el que considera la tasa de
variaci¢n interanual, suavizada con un filtro de paso bajo(1).
M‚todo de primeras diferencias
El componente c¡clico de una serie de tiempo (expresado en
logaritmo natural) Xt estimado con este m‚todo se expresa del
siguiente modo:
CX = (1 - L)X
t t
donde:
CXt es el componente c¡clico de Xt, y.
L es el operador de rezagos con Ln Xt = Xt-n ,
®n¯ es un n£mero entero y
L0 Xt = Xt, L1 Xt = Xt-1, L2 Xt = Xt-2, ... , Ln Xt = Xt-n
M‚todo de la funci¢n polin¢mica
Mediante este m‚todo el ciclo tiene la siguiente forma:
2 n
CX = X - (á + á t + á t + ... + á t )
t t 0 1 2 n
donde:
ái son los estimadores minimocuadr ticos de los coeficientes de la
ecuaci¢n de tendencia polin¢mica de en‚simo grado de la serie Xt, y
t es la variable tiempo (t = 1, 2,....,n).
M‚todo del filtro de Hodrick y Prescott (HP)
Mediante este m‚todo, que ha sido utilizado ampliamente en los
trabajos aplicados en pa¡ses desarrollados2, el ciclo se expresa del
siguiente modo3:
CX = C(L)X
t t
donde:
Ú ¿
³ 2 -1 2 ³
³ æ(1 - L) (1 - L ) ³
À Ù
C(L) = ÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄÄ
Ú ¿
³ 2 -1 2³
³ 1 + æ(1 - L) (1 - L ) ³
À Ù
æ = Coeficiente fijado a priori que penaliza la variabilidad de la
tendencia. Cuando æ = 0 la tendencia coincide exactamente con el
comportamiento de Xt y el componente c¡clico no existe. Cuando
æ = la tendencia no muestra variabilidad, siendo equivalente a
estimar una tendencia log-lineal (CXt = Xt - (á0 + á1*t). Para
datos anuales se tiende a utilizar æ = 400.
NOTAS
ÄÄÄÄÄ
(1) v‚ase INE (1994) ®Sistema de Indicadores C¡clicos de la Econom¡a
Espa¤ola. Metodolog¡a e ¡ndices sint‚ticos de adelanto,
coincidencia y retraso¯, Madrid.
(2) v‚ase, entre otros, Englud, P., Persson, T. y Svensson, L. (1992)
®Swedish Business Cycles: 1861-1988¯, Journal of Monetary
Economics N§ 30 y Schlitzer, G. (1993) ®Business Cycles in Italy:
A retrospective Investigation¯, Banca D'Italia, Temi di
discussione del Servizio Studi, N§ 211.
(3) Este m‚todo es resultado de minimizar una funci¢n objetivo ad hoc
concentrada en un par metro de ponderaci¢n æ que ha de ser
determinado a priori. Ver King, R. y Rebelo, S. (1993) ®Low
Frecuency Filtering and Real Business Cycles¯, Journal of
Economic Dynamics and Control, N§ 17.
|
