Demografía, renta y precios como determinantes del stock de vivienda en España. Un análisis con técnicas de cointegración para el período

Transcripción

1 Demografía, rena y precios como deerminanes del sock de vivienda en España. Un análisis con écnicas de coinegración para el período César Pérez López Universidad Compluense de Madrid Desiderio Romero Jordán Universidad Rey Juan Carlos José Felix Sanz Sanz Universidad Compluense de Madrid Resumen: El objeivo de ese rabajo es analizar el papel que las variables demográficas población y número de marimonios, rena per capia y precio de la vivienda ienen en la formación de sock de vivienda en España. El rabajo esá referido al período 1858 a 2000 y se uilizan écnicas de coinegración. Los resulados indican que la variable de mayor peso en la variación del sock de vivienda es la población con una elasicidad de 0,87, seguido de la rena per capia (0,60), el número de marimonios (0,32) y los precios (-0,45). Palabras clave: sock de vivienda, población, marimonios, rena per capia, precios. Códigos JEL: R21, R23, J Inroducción

2 El efeco que la demografía iene sobre el mercado de la vivienda ha generado una imporane conroversia enre los economisas. Especialmene, desde la publicación del rabajo de Mankiw y Weil (1989). Esos auores enconraron evidencia de que la población presiona al alza los precios de la vivienda y por ano puede ener efecos negaivos sobre la demanda de ese acivo. Sin embargo, oros auores como Hamilon (1991) o Green y Hendersho (1996) han criicado esos resulados debido a la exisencia de problemas ano en la especificación del modelo como en la inerpreación de los resulados. No obsane, esa conroversia ha esado circunscria fundamenalmene a Esados Unidos y en menor medida a oros países como Canadá (Engelhard y Poerba, 1991), Japón (Ohake y Shinani, 1996) o Ausria (Lee e al, 2001). Parece por ano ineresane exender ese ipo de análisis a oros casos como el español. En los úlimos años ha aumenado considerablemene el inerés social por el mercado de la vivienda en España por varias razones. Primero, porque el rimo de consrucción ha sido muy inenso desde mediados de los años novena. Tano es así, que se han consruido más viviendas que en países como Francia o Alemania que ienen mucha mayor población y un mayor crecimieno demográfico (Zoido y Arroyo, 2004; Naredo e al, 2004). Segundo, porque el rimo de crecimieno de los precios ha sido especacular: desde 1976 el precio medio de la vivienda se ha muliplicado por 16 en érminos nominales y se ha duplicado en érminos reales (Marínez y Maza, 2003). Por esa razón, el parimonio inmobiliario en vivienda en España duplicó su valor en el período 1994 a 1999 y represena 2/3 de la riqueza oal de las familias (Naredo e al, 2004). Tercero, por las dificulades que esas subidas de precio esán eniendo en el acceso a la vivienda de los más jóvenes y las familias con menos nivel de rena. Especialmene, por la escasez de vivienda sociales desinadas a compra y alquiler (Trilla, 2001). Y finalmene, porque el nivel de endeudamieno de las familias para financiar la vivienda ha crecido de modo inenso en los úlimos años. En ese senido, la financiación de ese acivo suponía en 2001 el 67% del crédio bancario frene al 47% de 1993 (Del Río, 2002). Precisamene, esos alos niveles de endeudamieno esán susciando gran aención por pare de insiuciones como el Banco de España o el Fondo Moneario Inernacional debido a los posibles efecos que sobre el sisema financiero endría un shock alcisa de los ipos de inerés. 2

3 El objeivo de ese rabajo es realizar una exploración de los deerminanes del sock de vivienda en España. Dicho sock esá influido por múliples facores de nauraleza muy diversa: demográficos, financieros, fiscales, socioeconómicos ec. Realizar un esudio que incluya odas esas variables es prácicamene inabordable de modo que el enfoque uilizado iene que ser de análisis parcial. En ese rabajo nos cenramos en el papel que la demografía, la rena y los precios ienen en el sock de vivienda habiual. De acuerdo a las esadísicas disponibles, el período esudiado en ese rabajo es el comprendido enre 1858 y La uilización de series emporales an largas es poco habiual en la lieraura debido a los problemas para conar con series homogéneas de daos. Esa es en nuesra opinión uno de los principales aracivos que iene el rabajo que aquí se presena. Asimismo, una de las principales limiaciones de un rabajo de esas caracerísicas es que no enemos daos para algunas variables que podrían ser relevanes en la variación del sock de vivienda. Ese es en paricular el caso de los ipos de inerés. En ese senido, la evidencia indica que las fueres bajadas de ipos de inerés de mediados de los años novena parecen haber enido una imporane influencia en el úlimo boom inmobiliario que se inició en España en 1998 (Marínez y Maza, 2003) 1. No obsane, es posible que el impaco de las variaciones en los ipos de inerés sobre el sock de vivienda haya sido mucho menor en oros períodos. Por ejemplo, enre los años 1940 y 1970 donde los ipos se han manenido en niveles relaivamene bajos y con pocas oscilaciones (alrededor del 4%). En odo caso, solo exisen series homogéneas para la variable ipo de inerés desde el año En consecuencia, el efeco de esa variable sobre el sock de vivienda no ha sido abordado en ese rabajo. Nauralmene, somos conscienes de que esa es una limiación imporane y por ello habrá de enerse en cuena en las conclusiones. El rabajo se desarrolla como sigue. En la sección 2 se presena el modelo a esimar. En la sección 3 se analiza la evolución experimenada por las variables empleadas en el modelo. Asimismo, se discuen las venajas e inconvenienes asociadas a la uilización de ales variables. El análisis de la esacionariedad, del orden de inegración y de la coinegración se realiza en la sección 4. La diagnosis y los resulados del modelo se muesran en la sección 5. En la sección 6 se presenan las conclusiones del rabajo. Finalmene, se incluye un apéndice en el que se documenan las fuenes esadísicas uilizadas. 1 El ipo de inerés inerbancario (MIBOR) a un año exisene en España en 1990 (uilizado como referencia en los presamos hipoecarios) era aproximadamene del 9,5%. A principios de 1999 el ipo había descendido hasa el 3%. 3

4 2. El modelo El sock de vivienda H se define como: [ pop, mar, Y pr ] H = f, [1] donde pop es la población oal, mar es el número de marimonios celebrados cada año, Y es la rena per capia en érminos reales y pr es el índice de precios de la vivienda. En la sección siguiene se realiza una discusión deallada sobre las caracerísicas, venajas e inconvenienes de cada una de dichas variables. La especificación uilizada es una ípica función lineal con un conjuno de variables explicaivas y un error aleaorio. El modelo esimado en ese rabajo es: LnH = α + β Ln (pop ) + γ Ln (mar ) + δ Ln (Y ) + γ Ln ( pr ) + e [2] El modelo ha sido considerado en logarimos por dos razones. Primero, para eviar problemas de esacionariedad en la varianza. Segundo, porque los coeficienes esimados pueden ser inerpreados como elasicidades. Los daos uilizados en el modelo esán referidos al período 1858 a Es decir, se han empleado un oal de 143 observaciones. El origen de esos daos se dealla en el Apéndice. 3. Sock de vivienda, población, marimonios, rena per capia y precio de la vivienda en el período El índice cuánico del sock de vivienda empleado en ese rabajo esá omado de Prados (2003). Ese índice incluye la oalidad de viviendas: principales, secundarias y desocupadas. Tradicionalmene, las viviendas exisenes en España han sido de carácer principal. No obsane, el peso de esas viviendas se ha ido reduciendo en las úlimas décadas al iempo que han ido ganando en imporancia las secundarias y desocupadas. Así, como se puede ver en la Tabla 1, en los años 60 del pasado siglo casi el 96% de la vivienda era principal frene al 3% de vivienda secundaria. Sin embargo, en el año 2001 la disribución de viviendas fue de un 68,5% de carácer principal, un 16% secundaria y un 15% desocupadas. Es decir, en 4

5 los úlimos cuarena años se ha reducido el peso de la vivienda principal en casi 30 punos. De ese modo, desde los años ochena, aproximadamene el 70% de la vivienda en España es de carácer principal y el 30% resane es secundaria y desocupada (INE, 2004). Tabla 1 Disribución de la vivienda en España (%) Tipo de vivienda Principal 95,3 79,4 70,7 68,9 68,5 Secundaria 3,1 7,4 12,9 15,3 16,0 Desocupada 0,0 10,6 16,2 13,0 13,9 Oras 1,6 2,5 0,2 2,9 1,6 Toal 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 Fuene: Leal (2004) Esa disinción enre ipologías de vivienda es relevane a efecos de su relación con la demografía. En concreo, la vivienda principal esá relacionada con la población que reside en un país y que por ano ocupa las viviendas la mayor pare del iempo. Hasa principios de los años cincuena la vivienda principal en España se ocupaba fundamenalmene en régimen de alquiler. Por ejemplo, en ciudades como Madrid o Barcelona menos del 6% de las viviendas era en propiedad (Naredo, 2004). Desde esa fecha, las políicas públicas se han orienado en buena medida hacia la compra de vivienda principal (ver por ejemplo Pareja Easway y San Marín, 1999, 2002). El porcenaje de vivienda en propiedad alcanza acualmene casi el 90% (Trilla, 2001). La vivienda secundaria y desocupada puede perenecer ano a residenes como a no residenes. Sin embargo, es imposible predecir desde crierios demográficos la evolución del sock de ese ipo de vivienda (Cabré, Domingo y Menacho, 2002). En ese senido, la presión ejercida por la compra de vivienda por no residenes con finalidades urísicoespeculaivas es un fenómeno relaivamene reciene. Ese proceso de compra de vivienda por no residenes ha ido ganando imporancia en las úlimas décadas (Naredo, 2004). A ravés de los daos de la Balanza de Pagos, Naredo e al (2004) han esimado que el peso de las compras por no residenes enre 1998 y 2003 en España podría oscilar enre el 12% y el 16% de las compras neas oales de vivienda. En el Gráfico 1 se presena el índice de sock de vivienda para el período 1858 a Como se puede ver, la endencia de esa variable es claramene creciene. En su evolución pueden disinguirse dos eapas. Una primera eapa que comprende desde 1858 hasa el 5

6 inicio de la Guerra Civil en En ese período, el sock de vivienda creció a un rimo muy leno. La segunda eapa esá referida a los años 1940 a El rimo de crecimieno en esa segunda eapa ha sido de mayor inensidad en buena medida por los siguienes facores. Primero, por el proceso de reconsrucción ya que la devasación que generó la Guerra Civil llevó el sock de vivienda a un nivel similar al exisene en Segundo, como consecuencia de los booms inmobiliarios que uvieron lugar en los años seena, ochena y novena del siglo XX. El primer boom inmobiliario se produjo enre finales de los años sesena y principios de los seena. En ese período se consruyeron más de viviendas anuales. Como veremos poseriormene, ese aumeno de la acividad consrucora fue paralelo a un fuere crecimieno en los precios. Ese ciclo expansivo en la consrucción de vivienda uvo un fuere parón como consecuencia de los efecos de la crisis del peróleo de El segundo de los booms inmobiliarios se produjo en la segunda miad de los años ochena impulsado por la incorporación de España a la Comunidad Económica Europea. Ese boom fue más inensivo en precios que en consrucción de viviendas. En concreo, se consruyeron cerca de viviendas anuales siendo esa cifra inferior al número de viviendas consruidas en la década anerior. El ercero de los booms inmobiliarios se inició en 1998 y se ha caracerizado ano por la inensidad en la consrucción como por el fuere crecimieno de los precios (Naredo, 2004). Un indicador de los resulados generados por los res booms inmobiliarios lo muesra el hecho de que un 42,1% de los hogares españoles compró su vivienda principal en el decenio , oro 20,9% lo hizo en el período y un 18,9% adquirió su vivienda enre 1971 y 1980 (INE, 2004). 6

7 A coninuación, dirigimos nuesra aención a las dos variables demográficas uilizadas en ese rabajo: población oal y número de marimonios. La población oal recoge el oal de individuos que residen en el país. Esa cifra incorpora el efeco neo de los movimienos migraorios cuyo impaco sobre la población española fue muy imporane en el siglo XX. Así, a principios del siglo XX España fue un país de emigranes: enre 1900 y 1920 abandonaron España más de 2,3 millones de personas. A parir de 1950 la emigración se volvió a inensificar aunque a un rimo muy inferior al de principios del siglo pasado. En paricular, enre 1960 y 1970 el número de emigranes fue aproximadamene de 0,9 millones de personas (Delgado, 2004). A parir de ese momeno se produjeron dos cambios imporanes en los movimienos migraorios. Primero, muchos de los emigranes iniciaron su reorno a España: enre 1981 y 2001 regresaron alrededor de 0,6 millones. Segundo, desde principios de los años novena España se ha converido en un país recepor de inmigración (Romero, 2004). En ese senido, el padrón de población de 2004 refleja que había en España cerca de 3 millones de inmigranes lo que represena casi el 7% de la población. La uilización de la población como variable exógena presena algunas limiaciones que no pueden ser soslayadas. Primero, las series de población no recogen en su oalidad al colecivo de inmigranes sin permiso de residencia. Ese es un problema que afeca especialmene a los daos de población referidos a la segunda miad de la década de los años novena. No obsane, desde 1996 es obligaorio que los inmigranes esén 7

8 empadronados para ener acceso a servicios sociales como sanidad o educación 2. Ese requisio asegura que ano los inmigranes con permiso de residencia como una pare de la inmigración ilegal se conabilice en las cifras de población. Segundo, la población oal no permie recoger el efeco de las migraciones ineriores, ano emporales como definiivas, sobre el sock de vivienda. Es decir, con esa variable no incorporamos en nuesro análisis los efecos generados por la movilidad de los residenes en España y su posible efeco sobre las necesidades de vivienda. En ese senido, se esima que desde finales de los años sesena hasa la acualidad se han producido más de veine millones de cambios de residencia enre municipios españoles (Romero, 2004). Desaforunadamene, no conamos con series emporales que recojan esa información por lo que no han podido ser analizadas en ese rabajo 3. La segunda variable de carácer demográfico empleada en ese rabajo es el número de marimonios anuales. Esa variable se uiliza como proxy del número de nuevos hogares porque radicionalmene el marimonio ha sido la forma uilizada para formar nuevas familias. Además, no conamos con oras variables proxy de la formación de hogares como por ejemplo la población con edad mayor de 20 ó 25 años. En odo caso, la uilización del número de marimonios como variable explicaiva en el modelo uilizado en ese rabajo presena dos inconvenienes: - Primero, noo iene en cuena los nuevos hogares que se forman al margen del marimonio, bien sea por vivir en pareja o solo. De hecho, la esrucura de los hogares ha sufrido imporanes ransformaciones en los úlimos años en España (véase Esping- Andersen, 2004). En ese senido, durane los úlimos reina años ha crecido considerablemene el porcenaje de hogares unipersonales: desde el 7,5% en 1970 al 20,3% en 2001 (INE, 2004). No obsane, el grupo más numeroso se corresponde con personas de más de 65 años. Por el conrario, el grupo menos numeroso es el formado por individuos que ienen enre 16 y 34 años. Ese úlimo colecivo lo forman personas que poencialmene ienen mayores necesidades de vivienda para emanciparse y crear nuevos hogares. 2 Eso permie conocer que aproximadamene a comienzos de 2004 había 1,7 millones de inmigranes con permiso de residencia y el reso carecían de permiso. 3 En Barciela e al (1989) disponemos de información sobre saldos migraorios enre comunidades pero por decenios mienras que esa misma información esá disponible a nivel provincial en Confederación Española de Cajas de Ahorro (1975). 8

9 - Segundo, no recoge los efecos sobre las necesidades de vivienda que generan la separación o el divorcio en el marimonio. El divorció se legalizó por primera vez en 1932 durane la Segunda República aunque su vigencia fue muy cora debido a la Guerra Civil. En odo caso, el número de divorcios realizados al amparo de esa ley fue muy escaso (véase Jackson, 1965). En 1981 se legalizó nuevamene el divorcio y su imporancia ha sido creciene. Así, en 2001 se produjeron en España alrededor de divorcios y separaciones (Arroyo, 2004). En los Gráficos 2 y 3 se represenan las series de población y marimonios. Visualmene en la serie población se pueden idenificar dos rasgos desacables. Primero, el shock en érminos de población que originó la Guerra Civil. Segundo, desde los años ochena la población presena sínomas de esancamieno. Se puede ver fácilmene que la línea de población iene su máxima pendiene en el periodo 1940 a Dos son los facores que pueden ayudarnos a explicar esa endencia. Primero, la recuperación de la población después de los efecos causados por la Guerra Civil. Segundo, porque enre finales de los años cincuena y 1975 se produjo el baby boom español alcanzándose un record hisórico en el número de nacimienos. A parir de los años ochena el crecimieno en la población se raleniza progresivamene hasa finales de los años novena debido a la inmigración. Por su pare, la serie de marimonios maniene una endencia de crecimieno suave a lo largo de odo el periodo analizado. Los máximos hisóricos en la celebración de marimonios se produjeron aproximadamene enre 1945 y El máximo absoluo se produjo en 1975 con casi nuevos marimonios. Precisamene, durane el baby boom la población española creció en media en más de habianes alcanzando el record en 1975 con un aumeno de personas. Desde 1980 el número de marimonios parece haberse esancado alrededor de marimonios anuales. 9

10 Por lo que respeca a la rena per capia, se ha omado como variable proxy el PIB per capia en érminos reales. El deflacor de la Formación Brua de Capial Fijo en viviendas ha sido uilizado como variable proxy del precio de las viviendas. Esas dos variables se presenan en los Gráficos 4 y 5. En dichos gráficos se recogen los cambios absoluos en cada una de esas variables. Como se puede ver, la rena per capia presena un perfil creciene a lo largo de oda la serie. No obsane, se disinguen claramene res fases. Una fase de crecimieno muy moderado enre los años 1858 a Una segunda eapa de crecimieno moderado enre 1920 y

11 Finalmene, desde 1940 la rena per capia presena un rimo de crecimieno muy superior al de las aneriores eapas. Por su pare, el precio de la vivienda presena ambién una clara endencia creciene. En paricular, debe desacarse el fuere crecimieno de los precios de la vivienda coincidiendo con los res úlimos booms inmobiliarios: finales de los años seena, segunda pare de los años ochena y desde Como se puede ver en el Gráfico 5, el crecimieno más inenso en precios coincide con el boom inmobiliario que se inició a finales de la década de los años novena. Le siguen en imporancia los cambios en precios aconecidos en la úlima pare de la década de los años seena y en el periodo comprendido enre finales de los ochena y principio de los años novena. 11

12 A efecos ilusraivos, en la figura 6 se presenan de forma conjuna las series esudiadas en logarimos. Una de las conclusiones que puede exraerse de dicho gráfico es que esas variables parecen esar posiivamene correlacionadas. 12

13 4. Esacionariedad, orden de inegración y coinegración de las series analizadas El primer paso anes de esimar el modelo es analizar las propiedades de esacionariedad. El objeivo de ese proceso es eviar la esimación de una regresión esáica que pudiera esar afecada por un problema de asociación espúrea enre variables. Es decir, raamos de conrolar la obención de una posible relación causa efeco en el coro plazo sin que dicha relación esé presene el largo plazo. Ese problema ocurre de forma muy frecuene cuando las variables del modelo son no esacionarias. A coninuación, el segundo paso anes de la esimación del modelo es el análisis del orden de inegración y la poserior aplicación del es de coinegración propueso por Engle y Granger (1987) Esacionariedad y orden de inegración El esudio de la esacionariedad y del orden de inegración de odas las variables uilizadas en el modelo se realiza a ravés del conrase de raíces uniarias de Phillips-Perron (1988). En primer lugar, se analizan las series originales en logarimos con el objeo de esudiar la inegrabilidad de orden cero (esacionariedad). Los resulados de ese análisis se muesran en la Tabla 2. Como se puede ver, los p-valores obenidos para odas las variables del modelo son superiores a 0,05. Eso indica que las series en logarimos de sock de vivienda, población, número de marimonios, rena per capia y precios de la vivienda son no esacionarias al 95% de nivel de confianza. Ese resulado es válido ano si se consideran modelos auoregresivos de orden uno sin consane, con consane y con consane y endencia para cada serie. Tabla 2 Inegrabilidad de orden cero Variables Modelo sin consane Modelo con consane Modelo con consane y endencia Ln(H ) 0,9470 * 0,9370 * 0,3070 * Ln(pop ) 0,9990 * 0,9990 * 0,3020 * Ln(mar ) 0,8550 * 0,4180 * 0,0570 * Ln(Y ) 0,9990 * 0,9990 * 0,9840 * Ln(pr ) 0,9990 * 0,9990 * 0,3020 * (*) Rechazo de la hipóesis de esacionariedad al 95% Una vez conrasada la no inegrabilidad de orden cero de las variables originales en logarimos, se conrasa la inegrabilidad de orden uno. Es decir, el segundo paso es esudiar la esacionariedad o no inegrabilidad de orden cero de las series en primeras diferencias. Los resulados se presenan en la Tabla 3. Como se puede ver, ahora los p-valores de odas las variables del modelo son inferiores a 0,05. Eso indica que las primeras diferencias de las series en logarimos de sock de 13

14 vivienda, población, número de marimonios, rena per capia y precios de la vivienda son esacionarias al 95% de nivel de confianza. El resulado es válido ano si se consideran modelos auoregresivos de orden uno sin consane, con consane y con consane y endencia para cada serie. En consecuencia, podemos acepar con un nivel de confianza muy elevado la inegrabilidad de orden uno de las series del modelo. Tabla 3 Inegrabilidad de orden uno Variables Modelo sin consane Modelo con consane Modelo con consane y endencia Ln(H ) 0,0010 0,0010 0,0010 Ln(pop ) 0,0010 0,0010 0,0010 Ln(mar ) 0,0010 0,0010 0,0010 Ln(Y ) 0,0010 0,0010 0,0010 Ln(pr ) 0,0010 0,0010 0,0010 (*) Rechazo de la hipóesis de esacionariedad al 95% Los resulados que se derivan de la aplicación del conrase de Phillips-Perron indican que las series incluidas en el modelo son no esacionarias (no son I(0)) e inegradas de orden uno (I(1)) con un nivel de confianza del 95%. El número de reardos considerados para las series en esos conrases es solamene uno, ya que no exisen problemas de auocorrelación residual en los ajuses al realizar los conrases de Phillips-Perron. Asimismo, la consideración de un único reardo en las variables es perfecamene consisene con el hecho de que odas las series sean modelizables según un proceso auoregresivo de orden uno AR(1) según la meodología de Box y Jenkins para el análisis de series emporales Análisis de la coinegración Una vez verificado que odas las series son inegradas de orden uno I(1) procedemos al análisis de la coinegración. Ese proceso permiirá deecar si exise la posibilidad de obener esimaciones de los parámeros que esén libres de resulados espúreos. Es decir, si un conjuno de variables no esacionarias esá coinegrado es posible planear un modelo esáico esable (de las variables en niveles, sin reardos) ano en el coro como en el largo plazo. Para ello uilizaremos el conrase propueso por Phillips-Ouiliaris (1990). Los resulados obenidos para los esadísicos rho y au de Phillips-Ouiliaris sobre la coinegración se recogen en la Tabla 4. Como se puede ver, los valores 14

15 de esos esadísicos Rho y Tau son inferiores en odos las casos a su valor críico ( 2,76). Eso indica el rechazo al 95% de la hipóesis nula de no coinegración de las variables. Esos resulados indican que la relación enre las variables uilizadas en el modelo es una relación de equilibrio a largo plazo. Tabla 3 Tes de coinegración de Phillips-Ouliaris Reardos Rho Tau 1-50,61-5,63 5. Diagnosis y resulados del modelo Dada la longiud de las series empleadas en ese rabajo es conveniene realizar un análisis previo para la deección de posibles cambios esrucurales. A al efeco uilizamos el conocido es de Chow. Los resulados obenidos indican la exisencia de cambios esrucurales en los años 1940 y Esos años se corresponden con el período de reconsrucción ras la Guerra Civil y con los años poseriores a la crisis del peróleo y el inicio de la Democracia en España. Tales fases coinciden aproximadamene con las enconradas por Prados (2003) para el período 1850 a 2000: años 1950 y Para recoger esos cambios esrucurales incluimos dos variables dummy (D1 y D2) en el modelo. Por ano, la expresión [2] pasa a ser: [3] LnH = α + β Ln (pop ) + γ Ln (mar ) + δ Ln (Y ) + γ Ln( pr ) + ψ D1 + φ D2 + e Por ora pare, dado que es difícil sosener la hipóesis de varianza consane a lo largo de un período de iempo an largo, es necesario realizar ambién un análisis de heerocedasiciad. Los resulados del conrase ARCH para la heerocedasicidad se recogen en la Tabla 5. Como se puede ver, los p-valores son en casi odos los casos menores que 0,01. Por ano, podemos decir que exise heerocedasicidad en el modelo. Tabla 5 Tes Q y Lm para errores GARCH Orden Q p-valor LM p-valor < < * * * 15

16 * * * * < * < < (*) Rechazo de la hipóesis de homocedasicidad al 99% Como solución al problema de la heerocedasicidad ajusamos el modelo con un GARCH(1,1). Los resulados de la esimación del modelo se muesran en la Tabla 6. Como se puede ver, la mayoría de los parámeros presenan una ala significaividad. En concreo, el primer cambio esrucural es significaivo a más del 99% y el segundo lo es casi al 90%. El reso de las variables del modelo ienen una significaividad superior al 95%. Superada la fase de diagnosis, podemos concluir que el modelo ajusado es el siguiene: LnH = 18, ,8734 Ln (pop ) + 0,3279 Ln (mar ) + 0,6038 Ln (Y ) 0,4594 Ln( pr ) 0,5313 D1 + 0,0899 D2 + e [4] Los parámeros esimados ienen los signos esperados (ver Tabla 6). Es decir, la población, el número de marimonios y la rena per capia ienen efecos posiivos sobre el sock de vivienda mienras que los precios afecan negaivamene a dicho sock. El valor del R- cuadrado juno a la elevada significaividad de los parámeros indica que el ajuse es muy bueno. Los resulados de las esimaciones indican que la variable de mayor peso en la variación del sock de vivienda es el amaño de la población, seguido de la rena per capia, los precios y los marimonios. Los resulados reflejan que un aumeno de un 1% en la población elevaría el sock de vivienda un 0,87%. Es decir, casi exise paridad en los porcenajes de variación de población y de sock de vivienda en España. En segundo orden de imporancia se encuenra la rena per capia. En ese senido, los resulados muesran que un aumeno de un 1% en dicha variable elevaría el sock de vivienda un 0,60%. El número de marimonios ejerce un efeco posiivo sobre el sock de vivienda aunque de menor cuanía al presenar una elasicidad de 0,32. Finalmene, la elasicidad de los precios es de -0,45. Es decir, el crecimieno en los precios de la vivienda iene efecos negaivos sobre el sock de vivienda. 16

17 No obsane, su imporancia relaiva es inferior a la de las variables población y rena per capia. Tabla 6 Resulados de la esimación del modelo Variable Grados de Parámero p-valor liberad Consane 1-18,8041 0,0078 * Ln(mar) 1 0,3279 0,0156 * Ln(pop) 1 0,8734 0,0498 ** Ln(Y) 1 0,6038 <,0001* Ln(pr) 1-0,4594 0,0004 * D1 1-0,5313 0,0001 * D2 1 0,0899 0,1776 AR1 1-0,9976 <,0001 * AR2 1 0,2389 0,0293 ** ARCH0 1 0, ,3620 ARCH1 1 0,3627 0,0484 ** GARCH1 1 0,6706 <,0001 R 2 adjusado 0,9811 (*) Rechazo de la hipóesis de no significaividad al 99% (**) Rechazo de la hipóesis de no significaividad al 95% De las variables demográficas uilizadas, la que iene una mayor elasicidad es la población con un valor de 0,87. De acuerdo con las proyecciones realizadas por el INE (2004), la población podría crecer anualmene en España enre el 0,8% y el 1,2% a lo largo de las dos próximas décadas. En ese escenario, ceeris paribus, el sock de vivienda podría aumenar hasa un 4%. Es decir, al menos por lo que respeca a la presión que ejerce la población sobre el sock de vivienda, es de esperar que el fuere crecimieno del sock residencial iniciado en España en 1998 durane el úlimo boom inmobiliario enga coninuidad en el medio plazo. Por su pare, el papel que el número de marimonios ienen en el sock de vivienda es mucho menos imporane que la población por dos razones. Primero, porque su elasicidad es mucho más reducida al ener un valor de 0,32. Segundo, porque la asa media de crecimieno del número de marimonios en los úlimos años iene un valor posiivo aunque de magniud muy reducida. Las dos variables económicas uilizadas en ese rabajo para esimar el sock de vivienda han sido la rena per capia y los precios de la vivienda (las elasicidades son respecivamene de 0,6 y 0,45). Como se puede ver en el Gráfico 7, en los úlimos reina años la evolución del precio de la vivienda y de la rena per capia ha seguido endencias similares aunque con disinos rimos de crecimieno. Así, enre 1970 y 1973 y durane los años 1982 a 1999 los precios de la vivienda han crecido a menor rimo que la rena per capia siendo posiivo el 17

18 efeco neo de ambas variables (ceeris paribus). Enre 1973 y 1982 y para 1999 y 2000 los precios de la vivienda han crecido a mayor rimo que la rena per capia siendo el efeco neo de ambas variables posiivo aunque con valores próximos a cero. Es decir, durane las úlimas res décadas, la combinación de crecimieno de precios y rena juno a sus respecivas elasicidades ha enido en érminos neos un efeco posiivo sobre la variación del sock de vivienda. Si esa endencia se maniene, el papel que el crecimieno de la población iene sobre el sock de vivienda podría adquirir mayor relevancia durane los próximos años. Especialmene, si se cumplen las previsiones oficiales sobre el crecimieno que seguirá experimenando la población española en los próximos años por el efeco de la inmigración y se manienen asimismo los ipos de inerés en los bajos niveles acuales. 6. Conclusiones finales En ese rabajo se analizan algunos de los posibles deerminanes que influyen en el sock de vivienda en España en el largo plazo. En concreo, se explora el papel que la población oal, el número de marimonios por año, la rena per capia y los precios de la vivienda han enido en la evolución de la formación brua de capial residencial. Para ello se esima un modelo mediane écnicas de coinegración sobre una base de daos referida al período 18

19 1858 a Los resulados indican que la variable de mayor peso es la población (con una elasicidad de 0,87) seguido de de la rena per capia (0,60), los precios (-0,45) y los mariomios (0,45). Los diferenes es realizados confirman la validez del modelo esimado. En consecuencia, los resulados obenidos pueden uilizarse para realizar predicciones sobre la evolución del sock de vivienda en España. No obsane, los resulados han de omarse con las debidas cauelas ya que nuesro análisis es meramene exploraorio y de carácer parcial. Apéndice: daos Índices cuánicos de sock de vivienda para el período 1858 a 2000 (base 1995). Fuene: Prados (1993). Población para el período 1858 a Fuene: Barciela e al (1989). Población para el período 1984 a Fuene: Base de daos Tempus del Insiuo Nacional de Esadísica ( Número de marimonios para el período 1858 a Fuene: Barciela e al (1989). Número de marimonios para el período 1984 a Fuene: Base de daos Tempus del Insiuo Nacional de Esadísica ( Produco Inerior Bruo real para el período1858 a Fuene: Prados (1993). Deflacor de la formación brua de capial fijo en vivienda para el período 1858 a Fuene: Prados (1993). Referencias bibliográficas Arroyo, A. (2004). Nupcialidad. En Arroyo (coord), Tendencias Demográficas durane el siglo XX en España, pp Madrid: Insiuo Nacional de Esadísica. Barciela, C; Carreras, A.; Comín, F; Gómez; A.; Maluquer, J.; Marín Aceña, P; Nicolau, R.; Tafunell, X. y Tena, X. (1989). Esadísicas Hisóricas de España. Siglos XIX XX. Madrid: Fundación Banco Exerior. Confederación Española de Cajas de Ahorro (1975). Esadísicas Básicas de España Madrid: CECA. Cabré, A.; Domingo, A. y Menacho, T. (2002). Demografía y crecimieno de la población española durane el siglo XX. En Pimenel, M. (coord.), Procesos migraorios, economía y personas, pp Almería: Cajamar. 19

20 Del Río. A. (2002). El endeudamieno de los hogares españoles. Documenos de Trabajo del Banco de España, número Delgado, M. (2004). La evolución demográfica en España en el conexo inernacional. Información Comercial Española, 815, pp Engel, R.C. y Granger, C.W. (1987). Coinegraion and error correcion: represenaion, esimaion and esing. Economerica, 55, pp Engelhard, G.V. y Poerba, J.M. (1991). House Prices and Demografic Change: Canadian Evidence. Regional Science and Urban Economics, 21, pp Esping-Andersen, G. (2004). La políica familiar y la nueva demografía. Información Comercial Española, 815, pp Green, R. y Hendersho, P.H. (1996). Age, Housing Demand, and Real House Prices. Regional Science and Urban Economics, 26, pp Hamilon, B..W.(1991). The Baby Boom, he Baby Bus, and he Housing Marke. A second look. Regional Science and Urban Economics, 21, pp INE (2004). Censo de población y viviendas Madrid: INE. Jackson, G. (1965). The Spanish Republic and he Civil War. Princeon: Princeon Universiy Press. Leal, J. (2004). Housing problems & policy in Souhern Europe. Paper presened a he ENHR Conference, July 2nd 6 h, Cambridge, U.K. Lee, G. S.; Schmid-Dengler, P.; Felderer, B. y Helmemsein, C. (2001). Ausrian Demography and Housing Demand. Is There a Connecion. Empirica, 28,

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