CAMBIO ESTRUCTURAL Y CRECIMIENTO ECONÓMICO. DIFERENCIAS ENTRE ANDALUCIA Y ESPAÑA.

Transcripción

1 CAMBIO ESTRUCTURAL Y CRECIMIETO ECOÓMICO. DIFERECIAS ETRE ADALUCIA Y ESPAÑA. Julio HERRERA REVUELTA. Jesús SATAMARÍA FIDALGO. Universidad de. Valladolid.-ITRODUCCIO La existencia de diferencias estructurales entre diferentes economías tanto en países como en regiones da como resultado que éstas tengan diferentes tasas de crecimiento tendencial o del estado estacionario. Esas diferentes tasas de crecimiento tendencial dan como resultado que, aquellas economías que presenten tasas más altas, obtengan producciones per cápita más elevadas en menos años, y por lo tanto, tarden menos en lograr tasas altas de bienestar económico en términos de renta. Tradicionalmente se considera, siguiendo el modelo neoclásico de crecimiento que las economías menos desarrolladas deben crecer a tasas más altas que las más desarrolladas debido a la existencia de rendimientos marginales decrecientes, principalmente del capital, y en el final del periodo de convergencia deben conducir a tasas de crecimiento del estado estacionario comunes. Si existen estructuras productivas diferentes, existirán tasas de crecimiento tendenciales diferentes. En ese caso, cada economía convergerá a sus propias tasas de crecimiento tendencial, y las diferencias serán permanentes en el tiempo, salvo que se adopten medidas estructurales que cambien dichas tasas tendenciales. uestro objetivo en este trabajo consiste en determinar las tasas de crecimiento tendencial o de largo plazo, en este caso las de Andalucía para el PIB y el PIB per cápita, y compararlas con la de la economía española en su conjunto. Para hallar las tasas de crecimiento del estado estacionario se han utilizado los test de raíces unitarias en las series de tiempo. Se trata de contrastar si las series de producción real y producción real per cápita presentan o no una raíz unitaria. Si se puede rechazar la existencia de raíces unitarias en las series, entonces éstas son estacionarias en la tendencia y se podría calcular la tasa de crecimiento de dicha tendencia que sería aproximadamente la tasa de crecimiento del estado estacionario. En cambio, si no se puede rechazar la raíz unitaria entonces la serie no sería estacionaria y la tasa de crecimiento tendencial podría ser cualquiera. Recientemente, Perron(989), Zivot y Andrews(992), Voselang(994), y Ben David y Pappell(994,995` ) han desarrollado test para contrastar si una serie de variables presentan una raíz unitaria o son estacionarias con cambio de medias y tendencias. osotros vamos a aplicar dicha metodología en este trabajo. El trabajo que presentamos, se estructura como sigue. En el siguiente apartado discutimos y aplicamos la metodología de los test de raíces unitaria con ruptura de tendencia. En el siguiente, si observamos que la 9

2 series son estacionarias calculamos las tasas de crecimiento del estado estacionario y sus implicaciones. Por último presentamos las conclusiones. Para ello hemos utilizado las series de VAB del Banco de Bilbao, que presentan una serie homogénea por provincias y regiones para un periodo bastante largo de tiempo. Puesto que dichas series presentan periodicidad bianual, se han interpolado las series para obtener periodicidad anual. Los años considerados en el estudio van de 955 a 993 para el caso de la producción real y de 955 a 99 para el caso de la producción real per cápita. Se ha utilizado la serie del IPC para deflactar los valores de la producción. 2.-TEST DE RAICES UITARIAS Y RUPTURA DE TEDECIA 2..- TEST DE RAICES UITARIAS La metodología consiste en utilizar los test de Dickey- Fuller ampliados (ADF a partir de ahora) sobre las series de tiempo de producción real y producción real per cápita para los periodos considerados. Los test de raíces unitarias consisten en realizar la regresión : \ = µ + β + α\ + F \ + ε M M () Se contrasta el estadístico t α y se rechaza la hipótesis nula de raíz unitaria si dicho estadístico es significativamente distinto de cero. Puesto que en este tipo de test la distribución del estadístico no es una distribución estándar, los valores críticos se obtienen a través del trabajo de MacKinnon y los proporciona el programa TSP para cada número de observaciones. El número de retardos k se elige siguiendo el criterio de Perron, el último retardo para el cual su estadístico t aparece como significativo. Los resultados se presentan en el cuadro, en el cual la hipótesis de raíz unitaria no puede rechazarse a los niveles de significación estándar ni para Andalucía ni para España. Una razón que podría explicar este hecho es que durante el período de estudio haya ocurrido algún cambio estructural que provoque desviaciones a favor de la hipótesis de la existencia de raíz unitaria. Los test secuenciales de ruptura de tendencia desarrollados por Zivot y Andrews(992), consisten en estimar la siguiente regresión : \ = µ + θ'8 + β + γ'7 + α\ + F \ + ε M M (2) El período para el cual ocurre la ruptura de tendencia lo denominamos T B. Las variables dummy de ruptura las definimos de la siguiente forma : DU t = si t> T B, 0 para los demás ; DT t = t si t>t B, 0 para los demás. La ecuación se estima secuencialmente para los valores de T B = 2,...,T-, donde T es el número de observaciones, tras aplicar los retardos de diferenciar las variables. El periodo de ruptura se elige para el cual el valor del estadístico de DF( el valor del estadístico t de α) se maximiza. La hipótesis nula es que la variable presenta una raíz unitaria, frente a la alternativa de que es estacionaria con ruptura de tendencia. Para cada valor T B el número de retardos k se selecciona por el criterio explicado anteriormente. Los valores críticos del estadístico se toman de Ben-David y Pappell(994). Elegimos el modelo denominado C de Zivot y Andrews(992), puesto que para la mayoría de los periodos y todas las variables ambas dummies resultan significativas. La dummy de ruptura de tendencia (DT) siempre resultó significativa. 20

3 Los resultados de dicho test, los presentamos en el cuadro 2, donde puede observarse que para ambas variables, tanto para España como para Andalucía puede rechazarse la hipótesis de raíz unitaria con el 90% de significación TEST DE RUPTURA DE TEDECIA Una vez obtenida la estacionaridad de las series, pasamos ahora a desarrollar los test de determinación de la ruptura de tendencia. Los test aparecen en Ben-David y Pappell(995), y consisten en estimar la siguiente regresión : \ = µ + θ'8 + β + γ'7 + α\ + F \ + ε M M (3) donde las variables tienen el mismo significado que en la ecuación (2). La ecuación se estima para cada año de ruptura y el estadístico utilizado es el denominado supf t (o sup ald) cuyo valor es el máximo de todas las rupturas de tendencia cuando se contrasta la hipótesis conjunta de θ = γ =0. La hipótesis nula de no existencia de cambio estructural se rechaza cuando el estadístico es mayor que el valor crítico. El número de retardos k se elige por los mismos criterios expuestos anteriormente. Los resultados se presentan en el cuadro 3, en el que aparecen el número de retardos, así como el valor máximo del estadístico en el año en que se produce. Los periodos de ruptura parecen coincidir con los datos descriptivos, dicha ruptura se produce antes en la economía española que en Andalucía, tanto para la producción real como en la per cápita ; aunque dicha diferencia es mayor en el caso de la producción real, debido posiblemente a que los movimientos de población entre Andalucía y el resto de España se redujeron considerablemente en la época de los setenta respecto a los períodos anteriores influyendo en la caída de la producción per cápita. 3.- TASAS DE CRECIMIETO DEL ESTADO ESTACIOARIO En este apartado trataremos de centrarnos en las consecuencias que la ruptura de tendencia presenta sobre el crecimiento económico. Como exponíamos en la introducción este tema es importante desde el punto de vista tanto de la teoría como de la política macroeconómica. Por una parte, la obtención de las tasas de crecimiento del estado estacionario puede proporcionar un contraste empírico sobre la validez del modelo neoclásico simple de que todas las economías convergen en el largo plazo a una única tasa de crecimiento estacionario. Por otra parte, la existencia de una ruptura de tendencia parece indicar que existen cambios estructurales permanentes en las economías que cambian el valor de dicha tasa de crecimiento, por lo da cierta validez a la intervención del gobierno en la economía, en contra de lo predicho por la teoría neoclásica convencional. Para calcular las tasas de crecimiento del estado estacionario, supongamos que k=, y que suprimimos las variables "dummy" de cambio de tendencia y media, así como el término del error. En este caso, la ecuación (3) es una ecuación de la forma : \ = µ + β + F\ (4) con y t que sigue la siguiente senda temporal F F \ $F F F = β ( ) µ + β ( ) 2 ( ) Aún así tenemos que tener en cuenta que el período máximo que consideramos son 38 años, lo cual se sitúa en el límite de lo considerado admisible si como se sabe el poder de explicación de los test de raíces unitarias aumenta con el número de años más que 2

4 donde β F ( F) µ $ = \ + 0 ( F) 2 La tasa de crecimiento anual ; y t es : \ β = ( F$F ) F Si 0<c<, la tasa de crecimiento converge asintóticamente al valor constante : OLP β \ =. F Si reescribimos la ecuación (4) incluyendo las "dummies" de la tendencia y la constante, y t = µ + θ DU t + β t + γ DT t + c y t- la tasa de crecimiento de largo plazo, es entonces : β + γ \ = F durante el periodo durante el cual la variable "dummy" es significativa. En el caso general con k>0, escribiendo la ecuación (3), las tasas de crecimiento tendencial son : β \ = F M, o β + γ \ = F M M = cuando se incluye la variable "dummy" de la tendencia. Las tasas de crecimiento de largo plazo se estimaron a partir de los valores estimados para la tendencia y las ces retardadas. Para el periodo posterior a la ruptura se incorpora el valor estimado del parámetro de la "dummy" de ruptura de tendencia. Los resultados que presentamos en el cuadro 4, indican que ha habido una caída sustancial de las tasas de crecimiento tanto de la producción real como de la producción per cápita tanto para España como para Andalucía. En el caso de España se ha pasado de una tasa de crecimiento tendencial del 5,70% al 3,20%, y en Andalucía del 5,6% al 2,65% en la producción real, es decir ambas tasas de crecimiento se han reducido a la mitad en ambos casos. En el caso de la producción per cápita se ha pasado del 5,25% al 2,05% en el caso de España, y del 5,84% al,03% en el caso de Andalucía. A la luz de estos datos, resaltamos por una parte, que las tasas de crecimiento tendencial o de largo plazo no son las mismas entre las regiones, algo que ya se había obtenido por otros investigadores utilizando con el número de observaciones. 22

5 otros procedimientos de estimación. En segundo lugar, se observa que durante las décadas de los cincuenta y sesenta la producción per cápita en Andalucía tenía una tasa de crecimiento tendencial mayor que la nacional debida a los movimientos de población que se producían entre Andalucía y el resto de España puesto que la tasa de crecimiento tendencial de la producción real siempre se ha situado por debajo de la media nacional. Esa menor tasa de crecimiento de la producción real, hace que las distancias relativas entre Andalucía y la media nacional se vayan incrementando a lo largo del tiempo y como reflejo de ese proceso, en cuanto se han reducido los movimientos de la población, la tasa de crecimiento de la producción per cápita de Andalucía ha pasado a ser la mitad de la de España. COCLUSIOES Los resultados obtenidos en este trabajo producen importantes consecuencias desde el punto de vista de la distribución de la renta, ya que estos resultados lejos de predecir que la producción per cápita de Andalucía va a converger a la media nacional, predicen que si como es normal, cada economía converge a su propia tasa de crecimiento tendencial, dichas tasas indicarían que en el futuro la diferencia de producciones per cápita entre España y Andalucía divergirán en el futuro, haciéndose más grande las diferencias que las separan. Este hecho es un reflejo de las diferentes estructuras productivas entre ambas economías, por lo tanto deberán tomarse medidas de política económica que afecten dicha estructura productiva y la corrijan en el futuro distintas de las tomadas. 23

6 AEXO CUADRO.- Test de Raíces Unitarias Producción Real Producción per Cápita T-stadis. k T-satadis k Andalucía -,86-2,92 6 España -,50-2,94 7 Valores críticos % -4,44 5% -3,64 0% -3,59 CUADRO 2.- Test ADF con ruptura de tendencia Producción real Producción per cápita ADF K AÑO ADF K AÑO Andalucía -6, , España -5, ,9 97 Valores críticos % -5,57 2,5% -5,30 5 % -5,08 0% -4,82 Fuente : Zivot y Andrews(992) CUADRO 3.- Test de ruptura de tendencia Producción real Producción per cápita SupF K AÑO SupF K AÑO Andalucía 37, , España 9, , Valores críticos % 9,90 2,5% 7,26 5 % 5,44 0% 3,62 Fuente : Ben-David y Pappell(995) 24

7 CUADRO 4.- Tasas de crecimiento tendencial PIB PIB PER CAPITA Andalucía España Andalucía España Antes ruptura 5,6% 5,70% 5,84% 5,25% después ruptura 2,65% 3,20%,03% 2,05% BIBLIOGRAFIA O.Bajo y S.Sosvilla-Rivero. El crecimiento económico en España, : Algunas regularidades empíricas. FEDEA, Documento de Trabajo 95-26, 995. E.Denison. Sources of Economics Growth in the US and the Alternativs Before US. Committe for Economic Delopment, Y, 962. E.Denison. Trends in American economic Growth, The Brooking Institution, ashington, 985. J.J.Dolado, J.M. González-Páramo y J.M.Roldán. Convergencia económica entre las provincias españolas :Evidencia empírica( ). Banco de España. Documento de Trabajo S.Ficher. The Role of Macroeconomic Factors in Growth. Journal of Monetary Economics. nº 32, pp , 993. Z.Griliches. Productivity Puzzels and R&D: Another Explanation. Journal of Economics Perpectives, otoño, 988. Z. Jiménez. Los factores claves del crecimiento en Castilla y León. Anuario de Castilla y León, Ámbito, pp , 995. A.Madison. Phases of Capitalist Development. Oxford University Press, Y, 982. G.Mankiw, D.Romer y D.eil. A Contributionto the Empirics of Economic Growth, Quartely Journal of Economics, nº 07, 992, pp R.Myro. Lineas de orientación para una política de desarrollo regional. Revista Asturiana de Economía, nº, 994, pp D. Ben David y D. H. Pappell. The great wars, the great crash, and the unit root hypothesis :Some new evidence about and old stylized fact. BER orking Paper º Mayo 994. D. Ben David y D. H. Pappell. The great wars, the great crash, and the unit root hypothesis :Some new evidence about and old stylized fact. Journal of Monetary Economics., 36, págs Perron. The great crash,the oil price shock,and the unit root hypothesis. Econométrica 57, págs P.Romer. Increasing returns and long-run growht, Journal of Political Economy nº94, 986, pp J.Sachs y F.Larrain. Macroeconomics in the Global Economy. Prentice Hall, 993. R.Solow. Technical Change and the Aggregate Production Function, Review of Economics and Statitistics, agosto, 957. E. Zivot y D. Andrews. Further evidence on the great crash, the oil price shock, and the unit root hypothesis. Journal of Bussiness and Economics Statistics, 0, págs