ESTABILIDAD CÍCLICA SOSTENIBILIDAD A LARGO PLAZO Y POLÍTICA FISCAL EN by rockman17

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									ESTABILIDAD CÍCLICA, SOSTENIBILIDAD A LARGO
PLAZO Y POLÍTICA FISCAL EN LOS PAÍSES DE LA
UEM (1984-2003)



        Agustín García Serrador, Mª Jesús Arroyo, Román Mínguez y Jorge Uxó
                            (Universidad San Pablo-CEU)




Introducción:

        El objetivo principal de este artículo es estimar una función de reacción (o regla)
de las autoridades fiscales de cada uno de los países miembros de la UEM entre los años
1984 y 2003. Con este ejercicio pretendemos conocer cuál ha sido el comportamiento de
estas autoridades durante el periodo y especialmente si se ha producido una respuesta
sistemática del saldo primario ajustado cíclicamente a las variaciones en el output gap y
en los niveles de deuda.
       Igualmente, el análisis de posibles rupturas estructurales en la estimación a partir
de 1992 nos permitirá contrastar si el cambio en el marco fiscal operado a partir de este
año ha influido sustancialmente en la política fiscal aplicada.
        Para ello, en el primer apartado exponemos la importancia de la metodología
basada en reglas para el análisis de la política económica y, particularmente, las razones
que justifican su extensión al ámbito de la política fiscal. En el apartado 2 se detalla
tanto la elección de las variables incorporadas en la ecuación estimada como el método
utilizado y finalmente se presentan los principales resultados obtenidos en el apartado 3.


1. ¿Qué puede aportar la estimación de funciones de reacción de las
   autoridades fiscales?

       Una de las características principales del enfoque denominado como Nueva
Macroeconomía Normativa (Taylor (2000a y 2000b)) es la formulación de la política
económica en forma de reglas activistas. Estas reglas se expresan a través de ecuaciones
más o menos sencillas en las que el instrumento utilizado por las autoridades es función
de un número reducido de variables indicativas del estado de la economía. Por tanto, lo
que recogen las reglas de este tipo es la reacción sistemática de las autoridades a los
cambios que se producen en estas pocas variables seleccionadas. Por esta razón también
nos referiremos a estas reglas como funciones de reacción de las autoridades. El
ejemplo más conocido es la Regla de Taylor1, en la cual el tipo de interés se desvía de


1
    Taylor (1993).


                                                                                         1
su valor “neutral” cuando la inflación se aleja del objetivo establecido por el banco
central o la renta de su nivel potencial.
        Adicionalmente a las ventajas que puedan derivarse de la utilización (explícita o
implícita) de estas reglas por parte de las autoridades económicas, su uso se ha
extendido en la literatura académica como una herramienta útil para el análisis de la
política económica, especialmente la monetaria, tanto desde un punto de vista positivo
como normativo.
        Con un enfoque positivo, en primer lugar, la estimación de una regla de este tipo
puede permitir caracterizar la actuación de las autoridades económicas (por ejemplo, si
el banco central responde activamente o no a los cambios en la tasa de inflación o de la
renta) y hacer comparaciones entre países o a lo largo del tiempo. Incluso podrían
utilizarse los coeficientes estimados para formular predicciones acerca de las posibles
decisiones de las autoridades ante determinados acontecimientos económicos, bajo la
hipótesis de un mantenimiento de la regla en el futuro inmediato.
        Adoptando un enfoque más normativo, se puede comparar también el valor de
los coeficientes estimados para una autoridad concreta con aquel que se considera que
describe un comportamiento óptimo. Por ejemplo, en el caso de la política monetaria, se
suele considerar que cuando los bancos centrales han seguido una Regla de Taylor, la
economía se ha estabilizado. Por eso, se utiliza con frecuencia la Regla de Taylor como
una aproximación a la política monetaria óptima y se analizan las desviaciones de la
política realmente aplicada respecto a esta regla para evaluar la actuación del banco
central. Otra aplicación normativa de este enfoque de reglas consiste en proponer
distintas reglas teóricas alternativas y analizar sus efectos sobre los principales objetivos
de política económica mediante su incorporación en un modelo macroeconométrico.
       Sin embargo, aunque existen algunos precedentes en la literatura, lo cierto es
que la utilización de este tipo de análisis se ha aplicado con muchísima mayor
frecuencia a la política monetaria que a la política fiscal. Pero a nuestro juicio la
extensión de este enfoque a la política fiscal y, particularmente, al caso de la Unión
Europea, podría contribuir a alcanzar algunos objetivos, entre los que destacamos los
siguientes:


1. Sistematizar y comparar las políticas fiscales aplicadas por los países europeos
   recientemente.- La estimación de la regla de política fiscal que llevamos a cabo en
   este trabajo va a permitir detectar si ha habido una respuesta sistemática por parte de
   las autoridades fiscales a determinadas variables económicas. En particular, nosotros
   centraremos la atención en los efectos de los cambios en la renta y la deuda pública
   sobre el saldo presupuestario ajustado, así como el posible nivel de inercia que se
   observa en las decisiones fiscales. Además, como obtendremos una regla específica
   para cada país de la UEM, también podremos comparar los valores de los
   coeficientes estimados en la regla en cada caso.


2. Evaluar su contribución a determinados objetivos de política económica.- Más allá
   del conocimiento positivo del comportamiento que han venido observando las
   autoridades fiscales europeas, los coeficientes estimados tienen también un
   importante contenido normativo. En concreto, el signo del coeficiente del output gap
   nos informa sobre el carácter procíclico o anticíclico de la política fiscal, y el signo



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    del coeficiente de la deuda nos servirá para llevar a cabo un test sobre la
    sostenibilidad de las finanzas públicas.


3. Analizar los efectos derivados del cambio en el marco fiscal sobre el
   comportamiento sistemático de las autoridades.- Como es conocido, tanto en el
   Tratado de Maastricht como, posteriormente, en el Pacto de Estabilidad y
   Crecimiento se incluyen normas y procedimientos que tienden fundamentalmente a
   reforzar la disciplina presupuestaria evitando situaciones de déficit excesivo y de
   insostenibilidad de la deuda. Al menos en cierta medida, estas normas se han
   justificado señalando que la política fiscal aplicada durante los años ochenta por los
   gobiernos europeos presentaba características insatisfactorias que debían corregirse.
   Por tanto, puede resultar interesante contrastar si tras la aprobación de estas normas
   se han modificado dichas conductas, lo que se reflejaría en un cambio estructural de
   los parámetros de la función de reacción estimada.


4. Contribuir al reequilibrio de la importancia que se le presta a la política fiscal y a la
   política monetaria dentro de la política de estabilización, especialmente en la UEM.-
   En un artículo reciente, Blinder (2004) señala que “prácticamente cualquier
   discusión actual entre economistas sobre la política de estabilización –ya sea
   abstracta o concreta, teórica o aplicada- trata de la política monetaria, no de la
   política fiscal”. Desde nuestro punto de vista, no existen razones teóricas o
   empíricas suficientes para abandonar por completo la política fiscal como
   instrumento de estabilización, sino más bien al contrario: hay argumentos
   suficientes para mantener que la política fiscal puede ser un instrumento útil para la
   política de estabilización junto a la política monetaria, especialmente en el contexto
   de la UEM. Sin embargo, la discusión de los temas relacionados con el policy-mix o
   con las implicaciones sobre la economía de la aplicación de distintas políticas
   fiscales o monetarias debería hacerse con una metodología homogénea. Por ello,
   sería conveniente extender al campo de la política fiscal el enfoque basado en reglas
   activistas que ya se viene aplicando en el análisis de la política monetaria2.


2. Identificación de la regla de política fiscal y método de estimación:

    Este apartado constituye el núcleo de nuestro trabajo, y en él presentamos la
estimación que hemos realizado del comportamiento sistemático de las autoridades
fiscales a través de una regla o función de reacción. De acuerdo con la literatura en la
que se llevan a cabo estimaciones de reglas sencillas de política económica, el punto de
partida es la selección de la variable que se va a utilizar para representar las decisiones
de las autoridades y de las variables cuya evolución determina a su vez los cambios en
la política fiscal. Una vez justificada esta selección, explicaremos cuál ha sido el
método de estimación que hemos utilizado y los principales resultados que se obtienen.




2
 Este objetivo supera las pretensiones de este trabajo. No obstante, lo hemos abordado en Uxó y Arroyo
(2005).


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2.1.    Variable representativa de la política fiscal:


    La variable que se utiliza en este trabajo para representar la orientación de la política
fiscal es el saldo primario ajustado cíclicamente (S1AJ), que es la variable dependiente
de la regresión.
    Utilizamos el saldo primario, y no el saldo total, porque uno de los objetivos que
perseguimos es determinar en qué grado las autoridades adoptan medidas suficientes
para asegurar la sostenibilidad a largo plazo de las finanzas públicas. Esta condición
implica que la proporción de la deuda sobre el PIB no siga una tendencia creciente a
largo plazo y, como muestra Bohm (1998), para que esto sea así es condición suficiente
que las autoridades incrementen el saldo primario siempre que este cociente crezca.
    A este saldo primario le hemos descontado los efectos del ciclo económico por dos
tipos de razones. En primer lugar, el S1AJ (o su incremento) es la variable que se utiliza
con más frecuencia en la literatura sobre la política fiscal para medir la orientación
(expansiva o contractiva) de la política fiscal discrecional, distinguiéndola del efecto de
los estabilizadores automáticos, que aparecerían mezclados en el saldo primario total3.
    En segundo lugar, como señalan Galí y Perotti (2003), dado el carácter más
estructural de los factores que influyen en la actuación de los estabilizadores
automáticos (por ejemplo, las instituciones del mercado de trabajo o el Estado de
Bienestar de cada país) es poco probable que se hayan visto afectados
significativamente a corto plazo por la adopción del Tratado de Maastricht o del Pacto
de Estabilidad y Crecimiento. Por tanto, como otro de nuestros objetivos consiste
precisamente en analizar el efecto que ha podido tener la introducción de estas normas
en el comportamiento de las autoridades fiscales, el S1AJ parece ser una variable más
adecuada.


2.2.    Variables determinantes de la política fiscal:


    Las variables utilizadas como regresores en este trabajo son el output gap, la
relación deuda-PIB, una variable binaria y el saldo ajustado cíclicamente retardado un
periodo. La elección de estas variables está relacionada con los propios objetivos que se
espera que persigan las autoridades al tomar sus decisiones presupuestarias. De acuerdo
con Favero y Monacelli (2003) estas decisiones obedecen principalmente a un objetivo
a corto plazo (la estabilización cíclica de la economía, que estos autores califican como
el componente “activo” de la política fiscal) y otro a más largo plazo (la sostenibilidad
de las finanzas públicas, o componente “pasivo” de la política fiscal).
    Desde una perspectiva a corto plazo, las autoridades pueden tratar de modificar los
gastos e ingresos públicos con el fin de contrarrestar las fluctuaciones cíclicas de la
renta a través de su efecto sobre la demanda agregada. Recientemente se han expresado
algunas dudas sobre la eficacia de la política fiscal para influir en los niveles de renta y
empleo, fundamentalmente a partir de la hipótesis de Equivalencia Ricardiana. Sin


3
  De hecho, este procedimiento de análisis es el que sigue la Comisión Europea (2004) y en todas las
ediciones anteriores de la publicación Public Finances in EMU Larch y Salto (2003) ofrecen una
discusión de la utilidad de este indicador para medir el signo de la política fiscal discrecional.


                                                                                                   4
embargo, ni los argumentos teóricos4 ni la evidencia empírica parecen suficientes para
rechazar la utilización de la política fiscal para estabilizar la economía. Más bien,
numerosos estudios recientes ofrecen un fuerte soporte a la idea de que los estímulos
fiscales pueden tener efectos positivos sobre la economía durante los periodos de bajo
crecimiento5. De hecho, la propia constitución de la UEM, al haber centralizado las
decisiones de política monetaria, constituye un argumento adicional para que las
autoridades nacionales operen de esta forma, adecuando en mayor medida el signo
global de la política monetaria única a las condiciones cíclicas específicas de cada país.
Por tanto, una de las variables de la regresión es el output gap (OG), con el fin de
contrastar si los países de la UEM han operado de hecho de esta forma, modificando
sistemáticamente el S1AJ con el objeto de estabilizar sus economías. Esto se reflejaría
en un coeficiente positivo de la regresión.
    Contemplando ahora una perspectiva a más largo plazo, otro de los objetivos que
deben perseguir los gobiernos al adoptar sus decisiones sobre el saldo primario es, como
ya hemos planteado, garantizar la sostenibilidad a largo plazo de las finanzas públicas.
Esto requiere adoptar medidas correctoras cuando la deuda aumenta, y por ello la
segunda variable que aparece como regresor es la relación de la deuda respecto al PIB
(DP) al final del periodo anterior. El coeficiente de esta variable debería tener también
un signo positivo si las autoridades vienen aplicando sistemáticamente políticas
sostenibles a largo plazo.
    Un segundo criterio para la elección de las variables incluidas en la regresión se
deriva del hecho de que el marco en el que se aplica la política fiscal en la Unión
Europea se ha modificado sustancialmente durante los años noventa con la introducción
de las normas recogidas en el Tratado de Maastricht y, posteriormente, la aprobación
del Pacto de Estabilidad y Crecimiento. Esto plantea la posibilidad de que se haya
producido una ruptura estructural en el valor de los parámetros6 y, para recoger este
posible efecto, hemos incluido una variable binaria (DM92it) que toma el valor 0 para los
años anteriores a 1992 y 1 a partir del citado año y que acompaña tanto al output gap y a
la deuda pública como a la constante de la regresión.
   Finalmente, se ha incluido el propio valor del S1AJ retardado un periodo, en la
medida en que las decisiones fiscales están afectadas por un alto nivel de inercia.




4
  Calmfors (2003) señala que “los resultados de la Equivalencia Ricardiana requieren supuestos teóricos muy
restrictivos que no es probable que se cumplan en la realidad”. Blinder (2004) resume las críticas más frecuentes a
esta hipótesis.
5
  Burnside, Eichenbaum y Fisher (1999) y Fatás y Mihov (2000) señalan que en Estados Unidos los shocks fiscales
inducen cambios en el output, consumo, inversión y empleo. Asimismo, Fatás y Mihov (2002) encuentran, partiendo
de datos temporales y de sección cruzada de 51 países, que es estadísticamente significativa la relación existente
entre la magnitud de las fluctuaciones producidas en el output y el uso de la política fiscal discrecional, en el sentido
que los países con gobiernos de mayor tamaño sufren una menor volatilidad en el ciclo económico. Por su parte,
Perotti (2002) estudia los efectos de las medidas fiscales sobre el crecimiento del PIB, precios y tipos de interés en
cinco países de la OCDE (Estados Unidos, Alemania, Reino Unido, Canadá y Australia) utilizando vectores
autorregresivos, y de este análisis se deduce, en primer lugar, que los efectos estimados de la política fiscal sobre el
PNB tienden a ser positivos, aunque pequeños, y que los multiplicadores del gasto público (positivos y en su mayoría
inferiores a uno) suelen ser mayores en valores absolutos a los obtenidos como multiplicadores de los impuestos
(negativos). Hemming, Kell y Mahfouz (2002) presentan una selección de esta literatura empírica y señalan que la
media del multiplicador estimado de los impuestos se sitúa en 0,5.
6
    De hecho, se ha llevado a cabo un Test de Chow y se verifica esta ruptura estructural en 1992.


                                                                                                                       5
2.3.    Ecuación estimada y significado de los coeficientes:


   En conclusión, una vez definidas las variables independientes y la variable
dependiente, la ecuación que hemos estimado es la siguiente:


S1AJit = α0i + α1i DM92it + β1i OGit + β2i DM92it OGit + β3i DP −1 + β4i DM92it DP −1 + β5i S1AJit−1 + uit (1)
                                                               it                 it




    Esta ecuación se ha estimado simultáneamente, como luego veremos, para cada uno
de los 11 países de la UEM para los que se disponían de datos desde 1984, extraídos de
OCDE (2004) (todos, excepto Luxemburgo). También se estima una ecuación para los
datos medios de la UEM.
    Como ya se ha señalado, S1AJ es el saldo primario ajustado cíclicamente, OG es el
output gap, DP representa la deuda pública, DM es la variable que recoge el efecto de
la introducción a partir de 1992 de nuevas normas fiscales en la UE, y el significado
económico de los coeficientes se recoge en el Cuadro 1. El subíndice i representa el
país i-ésimo, mientras que el subíndice t representa el periodo al que corresponden
dichas variables.


                         Cuadro 1: Coeficientes de la regresión para cada país
  α 0i : Constante antes de 1992.

  α 0i + α1i : Constante a partir de 1992.

  β1i : Efecto de la evolución económica sobre el comportamiento discrecional de la
  política fiscal antes de 1992. Por cada punto porcentual que cambia el output gap,
  se genera en el mismo periodo un saldo primario estructural de β1i puntos
  porcentuales.
  β1i + β 2i : Efecto de la evolución económica sobre el comportamiento discrecional
  de la política fiscal a partir de 1992. Por cada punto porcentual del output gap, se
  genera en el mismo periodo un saldo primario estructural de β1i + β 2i puntos
  porcentuales.
  β 3i : Efecto que el nivel de la deuda del periodo anterior ejerce sobre el
  comportamiento discrecional de la política fiscal antes de 1992. Por cada punto
  porcentual del nivel de deuda del periodo anterior, se genera en el mismo periodo
  un saldo primario estructural de β3i puntos porcentuales.
  β 3i + β 4i : Efecto que el nivel de la deuda del periodo anterior ejerce sobre el
  comportamiento discrecional de la política fiscal a partir de 1992. Por cada punto
  porcentual del la deuda acumulada hasta el periodo anterior, se genera en el mismo
  periodo un saldo primario estructural de β3i + β 4i puntos porcentuales.
  β 5i : Representa la inercia del saldo primario estructural, determinando como
  influye el pasado de la variable dependiente en su evolución futura.




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2.4.    Método de estimación:


    En dos de los trabajos más recientes7 en los que se han llevado a cabo estimaciones
en los países de la UEM de una regla de política fiscal similar a la que presentamos
aquí, se ha seguido una estrategia similar entre sí. En estos trabajos se estiman, en
primer lugar, cada una de las ecuaciones nacionales por separado, para estimar después
un panel con los datos de todos los países, permitiendo la existencia de efectos fijos
nacionales.
    Galí y Perotti (2003) justifican este segundo paso por un problema de insuficientes
grados de libertad en la estimación de cada una de las ecuaciones nacionales, mientras
que en FMI (2004) se hace hincapié en la posible existencia de cambios en los
coeficientes derivados de procesos comunes a toda la eurozona, como la introducción
de un nuevo marco fiscal. Dichos cambios podrían recogerse insuficientemente en las
estimaciones nacionales.
    En nuestro caso, hemos llevado a cabo la estimación simultánea por mínimos
cuadrados generalizados de las 12 ecuaciones consideradas, fundamentalmente por dos
razones:


1. Por un lado, la creciente interdependencia entre estas economías, la convergencia en
   sus políticas económicas8 o la existencia de perturbaciones comunes aconseja no
   llevar a cabo una estimación por separado de las 11 ecuaciones de la política fiscal
   para cada país. Esto es así, porque los términos de error de las ecuaciones de los
   distintos países tendrán un componente común, hecho que se traducirá en una
   correlación contemporánea9 no despreciable. Este procedimiento de estimación ha
   permitido utilizar la matriz de correlaciones de los términos de error para ganar
   eficiencia.
2. Pero, por otro lado, el propio FMI (2004) señala la importancia de los factores
   específicos nacionales (políticos, económicos o institucionales) para explicar las
   diferentes reacciones de las autoridades fiscales a los cambios en la situación cíclica
   o en los niveles de deuda. Por ello, en nuestro modelo no se restringe a priori el
   comportamiento de los distintos países por pertenecer a la UEM, sino que se
   realizan contrastes sobre los valores de los coeficientes para determinar si el
   comportamiento es homogéneo o varía entre las distintas autoridades nacionales. En
   todos los casos se han rechazado las hipótesis de homogeneidad en el
   comportamiento de los países.


    Por tanto, este tipo de estimación, al permitir la obtención de coeficientes distintos
para cada país, hace posible conjugar de forma adecuada los dos objetivos que nos
planteamos en esta sección: recoger adecuadamente la interrelación de las políticas
fiscales, pero distinguir a su vez los distintos comportamientos nacionales, que a
nuestro juicio no quedan bien recogidos en los efectos fijos del panel de datos.

7
  Galí y Perotti (2003) y FMI (2004).
8
  Comisión Europea (2004).
9
  Los datos con los que se ha realizado el estudio son anuales y, debido a la baja frecuencia, no es
probable que haya correlaciones no contemporáneas importantes. Las funciones de correlación cruzadas
calculadas entre los residuos MCG de los distintos países han corroborado este hecho.


                                                                                                  7
   Concretando más, respecto a la primera de las razones que esgrimimos, la
especificación que se haga de la matriz de covarianzas del vector ampliado formado
con los términos de error de todas las ecuaciones tendrá gran importancia, como se ha
comentado anteriormente, para la estimación MCG del modelo. Un supuesto sencillo
sobre la estructura de dicha matriz de covarianzas es el formado por las siguientes
hipótesis:
       1. En cada ecuación, el término de error no presenta autocorrelación ni
          heterocedasticidad10:
                      ( )
                     Ε ui ui, = σ i2 IT ; i = 1,2, ..., m
                                                                11


           El hecho de que aparezca como regresor la propia variable dependiente
           retardada permite asegurar también que, a la vez que se cumple este supuesto, el
           término de error no presenta autocorrelación.
       2. La única correlación no nula entre los errores de las distintas ecuaciones es la
          contemporánea:
                      ( )
                     Ε uiui, = σ ij IT ; i ≠ j; i,j = 1,2, …, m

           Es decir, se está suponiendo que la covarianza es independiente del instante de
           tiempo considerado [E (uitu´jt) = σij, para todo t = 1,2, ..., T] y también se está
           admitiendo que E (uitu´js) = 0 para todo t ≠ s, t, s = 1, 2, ..., T.


      La matriz de covarianzas anterior puede escribirse utilizando el producto de
Kronecker: Ω = Σ I t , donde Σ es la matriz de varianzas de los residuos. La matriz Ω
no es escalar y, por lo tanto, el estimador por mínimos cuadrados ordinarios (MCO)
habitual no será eficiente al ignorar la información contenida en las covarianzas entre
observaciones contemporáneas de distintas ecuaciones. La estimación eficiente,
teniendo en cuenta la matriz de covarianzas entre perturbaciones de distintas
ecuaciones, se puede llevar a cabo por mínimos cuadrados generalizados (MCG) a
través de la siguiente expresión:
                 ˆ         (
                 β MCG = X T Ω −1 X   ) (X
                                       −1       T
                                                    Ω −1Y   )
         Y la matriz de covarianzas de la estimación vendrá dada por:
                     ˆ         (
                 var β MCG = X T Ω −1 X     )
                                            −1



      En la Tabla 1 se recoge la matriz de correlaciones contemporáneas de los residuos
estimados por MCG, que como vemos contiene valores significativos que corroboran la
necesidad de tener en cuenta dichas correlaciones en la estimación del modelo.




10
     Aunque si que puede existir heterocedasticidad entre los distintos países.
11
     m es el número de ecuaciones del modelo


                                                                                             8
Tabla 1: Correlaciones de los residuos estimados por MCG:
             Au             Be        Fi          Fr            Al          Gr          Ir            It       Hol        Po        Es

Au          1,0000    -0,2564       -0,2062    0,0073     -0,1985        -0,2700    -0,4238          0,3252   -0,3884    0,5003    0,4967
Be         -0,2564     1,0000       -0,2482    0,5071      0,1983         0,0102    -0,0352         -0,0796    0,2694   -0,6797   -0,2526
Fi         -0,2062    -0,2482        1,0000   -0,4256     -0,3232         0,1292     0,1157         -0,3318    0,1351    0,0048   -0,2999
Fr          0,0073     0,5071       -0,4256    1,0000      0,5549         0,3549     0,2800          0,0278    0,1939   -0,5015    0,3755
Al         -0,1985     0,1983       -0,3232    0,5549      1,0000         0,4913     0,5487          0,1897    0,2227   -0,0898    0,2169
Gr         -0,2700     0,0102        0,1292    0,3549      0,4913         1,0000     0,6581          0,3273    0,5888   -0,4717   -0,0919
Ir         -0,4238    -0,0352        0,1157    0,2800      0,5487         0,6581     1,0000          0,3370    0,4404   -0,2801   -0,0065
It          0,3252    -0,0796       -0,3318    0,0278      0,1897         0,3273     0,3370          1,0000    0,3850   -0,0198    0,0145
Hol        -0,3884    0,2694        0,1351    0,1939      0,2227         0,5888     0,4404          0,3850    1,0000    -0,6261   -0,4401
Po          0,5003    -0,6797        0,0048   -0,5015     -0,0898        -0,4717    -0,2801         -0,0198   -0,6261    1,0000    0,2508
Es          0,4967    -0,2526       -0,2999    0,3755      0,2169        -0,0919    -0,0065          0,0145   -0,4401    0,2508    1,0000




Fuente: Elaboración propia a partir de los resultados de las estimaciones.


Gráfico 1: Función de autocorrelación de los residuos estimados por MCG:

1.0
            ACF-Residuos Austria       ACF-Residuos Finlandia            ACF- Residuos Alemania
            ACF-Residuos Bélgica       ACF-Residuos Francia
0.5


0.0


-0.5



       0                1                     2                      3                       4                  5
1.0
            ACF- Residuos Grecia           ACF-Residuos Italia             ACF- Residuos Portugal
            ACF- Residuos Irlanda          ACF- Residuos Holanda           ACF- Residuos España
0.5


0.0


-0.5



       0                1                     2                      3                       4                  5




Fuente: Elaboración propia a partir de los resultados de las estimaciones.


      Por otro lado, otro de los supuestos que se han establecido respecto de la
estructura de la matriz de covarianzas de los términos de error de todas las ecuaciones
es que en cada ecuación el término de error no presenta autocorrelación. El Gráfico 1
recoge las funciones de autocorrelación de los residuos estimados por MCG, que
corroboran efectivamente que no existen correlaciones significativas.
      Una vez justificada la ecuación que vamos a estimar y el método empleado, en las
siguientes secciones resumimos los resultados más importantes que hemos obtenido.



                                                                                                                                            9
3. Principales resultados obtenidos:

       En este apartado comentaremos la información más importante que a nuestro
juicio puede extraerse del valor estimado de los parámetros de la regla fiscal que
estamos considerando para caracterizar el comportamiento sistemático de las
autoridades presupuestarias. También resumiremos los resultados principales de los
contrastes econométricos que hemos llevado a cabo a partir de los resultados de la
estimación.


3.1.   Valores estimados de los coeficientes e implicaciones de política fiscal:


         En la Tabla 2 se recogen los valores de los coeficientes estimados de la regla de
política fiscal para cada país y para la UEM en su conjunto. A partir de estos valores
hemos centrado nuestro análisis en tres cuestiones principales: (i) el papel estabilizador
de la política fiscal discrecional, que viene dado por el efecto del output gap sobre las
decisiones discrecionales, (ii) el efecto que sobre estas mismas decisiones
discrecionales tiene el objetivo de garantizar la sostenibilidad de las finanzas públicas,
y (iii) las consecuencias de la adopción del nuevo marco normativo de la política fiscal
(Tratado de Maastricht y, posteriormente, Pacto de Estabilidad y Crecimiento) sobre
ambos comportamientos. Del análisis conjunto de estas tres cuestiones se desprenden
los siguientes resultados:


1.     Antes de la aplicación del Tratado de Maastricht, la mayoría de los países de la
       UEM se caracterizaron por llevar a cabo una política fiscal discrecional
       procíclica, como se observa en el signo negativo del parámetro β1i, si bien es
       cierto que en algunos países como Bélgica, Austria e Irlanda la estimación del
       parámetro no es significativamente distinta de cero, lo que implicaría que
       adoptaron medidas fiscales discrecionales con independencia de la evolución de
       la economía.
               Efectivamente, observando los datos de actividad, déficit y deuda
       podemos comprobar que en una primera fase, comprendida entre 1984 y 1987, el
       output gap fue negativo y se aplicaron sin embargo políticas fiscales
       discrecionales contractivas (en estos años se produce un incremento del saldo
       primario ajustado, como se ve en el gráfico 2). Este comportamiento se puede
       justificar por la difícil situación fiscal de partida, que reducía el margen de
       maniobra para utilizar la política fiscal como herramienta para estabilizar la
       economía.




                                                                                       10
Tabla 2: Estimación de la política fiscal discrecional en la UEM-11.


                    S1AJit = α0i + α1iDM92it + β1iOGit + β2iDM92itOGit + β3iDPit-1 + β4iDM92it DPit-1 + β5iS1AJit-1 + uit

              α0i              α1i             β1i              β2i                 β3i                 β4i                 β5i               α0i + α1i      β1i + β2i      β3i + β4i
AUSTRIA      3,858 (0,941) -14,263 (-2,612) 0,047 (0,278)      0,263    (0,991)    -0,069   (-0,917)   0,234    (2,514)    0,437    (3,177) -10,405 (-2,870) 0,310 (1,488) 0,165 (2,988)
BÉLGICA      6,259 (1,055) 0,635 (0,089) -0,054 (-0,424)       -0,361   (-2,157)   -0,041   (-0,827)   0,004    (0,071)    0,572    (5,018) 6,894 (3,112) -0,415 (-3,796) -0,037 (-2,413)
FINLANDIA    15,292 (3,528) -10,819 (-2,409) 0,400 (2,900)     0,023    (0,129)    -0,802   (-3,260)   0,810    (3,275)    0,125    (0,724) 4,473 (2,173) 0,422 (3,550) 0,008 (0,269)
FRANCIA      0,001 (0,000) -4,640 (-1,092) -0,233 (-2,372)     0,088    (0,565)    -0,002   (-0,021)   0,077     (0,700)   0,390     (2,830) -4,638 (-4,275) -0,145 (-1,375) 0,074 (3,851)
ALEMANIA    -32,458 (-2,972) 33,518 (3,005) -0,610 (-5,806)    0,323    (1,682)     0,810   (3,030)    -0,827   (-3,093)   0,505     (3,827) 1,060 (0,798) -0,287 (-1,770) -0,017 (-0,652)
GRECIA       -9,808 (-4,594) -4,190 (-0,833) -1,346 (-4,950)   1,346    (4,040)     0,095   (2,510)    0,079    (1,188)    0,131    (1,005) -13,998 (-3,146) 0,000 (-0,003) 0,174 (3,707)
IRLANDA     -16,993 (-2,867) 16,314 (2,697) 0,094 (0,410)      -0,254   (-0,975)    0,176   (2,970)    -0,152   (-2,454)   0,572    (3,277) -0,680 (-0,271) -0,161 (-0,798) 0,023 (0,632)
ITALIA      -12,506 (-4,226) -0,754 (-0,168) -0,525 (-1,976)   0,615    (1,907)     0,105   (3,490)    0,027    (0,640)    0,143     (1,242) -13,260 (-3,542) 0,089 (0,502) 0,132 (4,182)
HOLANDA      -7,376 (-1,474) 7,998 (1,490) -1,170 (-3,917)     1,309    (3,328)    0,099    (4,401)    -0,084   (-1,108)   -0,270   (-1,350) 0,622 (0,346) 0,140 (0,724) 0,016 (0,620)
PORTUGAL     -6,341 (-1,132) -3,597 (-0,568) -0,214 (-2,732)   0,241     (1,959)    0,137   (1,377)    0,041    (0,372)    0,075     (0,656) -9,938 (-3,243) 0,027 (0,271) 0,178 (3,392)
ESPAÑA      -10,708 (-3,438) 8,911 (2,573) -0,271 (-1,851)     0,300    (1,764)    0,216    (3,229)    -0,178   (-2,480)   0,568    (3,458) -1,797 (-1,069) 0,029 (0,229) 0,038 (1,453)

UEM (92)    -3,521 (-1,436) -6,087 (-1,854) -0,295 (-2,621) 0,321 (2,126)          0,053    (1,191) 0,098 (1,758)          -0,006   (-0,034) -9,609 (-4,230) 0,026 (0,275) 0,151 (4,437)
UEM (95)    -3,993 (-5,915) -11,838 (-6,282) -0,309 (-8,085) 0,413 (3,886)         0,061     -5,558 0,173 (6,455)          -0,068   (-0,562) -15,830 (-8,035) 0,104 (1,192) 0,234 (8,385)

Entre paréntesis aparece el valor del estadístico t del contraste de significatividad de los parámetros.
Fuente: Elaboración propia a partir de los resultados de las estimaciones.




                                                                                                                                                                                11
        Por otra parte, desde 1988 hasta 1991 las economías europeas se
encontraban en una fase expansiva, hecho que favoreció la reducción del déficit
durante estos años, si bien dicha reducción se produjo como consecuencia del
funcionamiento de los estabilizadores automáticos, ya que la política fiscal
discrecional fue expansiva. Esta afirmación puede comprobarse a partir de los
gráficos 2 y 3. Como se ve, el output gap se incrementó, y por tanto el
componente cíclico de la política fiscal (es decir, el efecto derivado de los
estabilizadores automáticos) generaba una mejora del saldo presupuestario total.
Sin embargo, como el saldo ajustado se estaba reduciendo, el efecto neto fue
sólo una ligera mejoría en las cifras del déficit.
        Es decir, que el carácter procíclico de la política discrecional practicada
durante estos años sólo neutralizó en parte la actuación de los estabilizadores
automáticos, pero no la compensó por completo. Sin embargo, esto no ocurrió
durante todo el periodo considerado, como se comprueba en García Serrador
(2004). En este trabajo se estima una regla de política fiscal en la que la variable
dependiente no es el saldo primario ajustado cíclicamente, sino el saldo
presupuestario total (estabilizadores automáticos y medidas discrecionales).
Según esta estimación alternativa, antes de 1992 la política fiscal no contribuyó
a la estabilización de la economía al compensarse el efecto de los estabilizadores
automáticos por las medidas discrecionales procíclicas.


Gráfico 2: Evolución de la Política Fiscal discrecional en UEM. 1984-2003.

                              4,0                                                                             90

                                                                                                              80
                              3,0
    S1AJ-Output Gap (% PIB)




                                                                                                                   Ratio Deuda-PIB (% PIB)
                                                                                                              70
                              2,0
                                                                                                              60
                              1,0                                                                             50

                              0,0                                                                             40

                                                                                                              30
                              -1,0
                                                                                                              20
                              -2,0
                                                                                                              10

                              -3,0                                                                            0
                                     1984   1986   1988   1990   1992   1994   1996    1998     2000   2002
                                                      Ratio Deuda-PIB     Output Gap          S1AJ


Fuente: OECD Economic Outlook.




                                                                                                                                             12
        Gráfico 3: Evolución de la Política Fiscal en UEM. 1984-2003.

                       4,0
                       3,0
                       2,0
                       1,0
                       0,0
             (% PIB)


                       -1,0
                       -2,0
                       -3,0
                       -4,0
                       -5,0
                       -6,0
                       -7,0
                              1984   1986   1988   1990   1992   1994   1996   1998   2000   2002

                                                          Output Gap    SPT


        Fuente: OECD Economic Outlook.


2.      A partir de 1992 se observa que en la mayoría de los países ha habido un cambio
        en el comportamiento discrecional de la política fiscal: o bien el signo de los
        parámetros pasa a ser positivo, o bien los coeficientes que siguen manteniendo el
        signo negativo, en valor absoluto, han disminuido. Se puede concluir diciendo,
        por tanto, que la política fiscal discrecional a partir de 1992 no ha sido más
        procíclica, sino que se ha producido una tendencia a ser anticíclica.
                Es cierto que entre 1993 y 1999 la mayoría de las economías atravesaron
        una fase de bajo crecimiento y que, sin embargo, desde 1994 a 1997 las medidas
        fiscales discrecionales tuvieron un carácter restrictivo. Seguramente esto se
        justifica por el ajuste presupuestario que tuvieron que llevar a cabo la mayoría de
        países europeos para cumplir con los criterios de convergencia nominal
        recogidos en el Pacto de Estabilidad y Crecimiento. Asimismo, también tuvo una
        influencia importante el valor elevado de la ratio deuda-PIB que se registraba12,
        por lo que el objetivo de sostenibilidad de las finanzas públicas primó sobre el
        de estabilización de la economía, dejando esta última función a cargo de los
        estabilizadores automáticos.
                No obstante, también es cierto que las medidas discrecionales fueron
        menos procíclicas que hasta entonces, como se observa en los valores de los
        parámetros (β1i + β2i), y que, a diferencia de lo ocurrido antes de 1992, las
        decisiones discrecionales no compensaron por completo el efecto de los
        estabilizadores automáticos (gráfico 3)13. Y, por último, si nos fijamos en el
        periodo de desaceleración iniciado en 2001, los países europeos han llevado a
        cabo una reducción del saldo primario ajustado cíclicamente.
              Este cambio en el comportamiento de la política fiscal a partir de 1992 se
        hizo más patente en países como Grecia, Italia, Holanda, Portugal y España, que

12
   El más alto de todo el periodo analizado.
13
    En la estimación que mencionábamos más arriba en la que la variable dependiente es el saldo
presupuestario total también se confirma este cambio, ya que desde 1992 la política fiscal en su conjunto
sí fue anticíclica. Ver García Serrador (2004).


                                                                                                     13
        aplicaron una política fiscal anticíclica. Sin embargo, hubo países como Bélgica
        que siguieron aplicando una política fiscal procíclica, al igual que en el periodo
        anterior.


3.      En la mayoría de los países, tanto antes como después de la adopción del
        Tratado de Maastricht, el nivel de deuda pública ha contribuido a generar saldos
        primarios ajustados positivos, si bien a partir de 1992, las autoridades han tenido
        más en cuenta la ratio deuda-PIB y los saldos primarios ajustados generados han
        sido mayores.
                Con la estimación de esta regla fiscal también se puede analizar en qué
        medida ha influido el objetivo de sostenibilidad de las finanzas públicas en las
        medidas adoptadas por las autoridades fiscales. Este efecto es el que ha hecho
        que en algunas épocas de recesión (si el ratio deuda-PIB era elevado o se
        separaba de su valor objetivo), los saldos primarios ajustados fueran positivos y
        las medidas discrecionales adoptadas para estabilizar la economía se vieran
        esterilizadas por el objetivo de sostenibilidad de las finanzas públicas a largo
        plazo. Por lo tanto, de la regla estimada se infiere que el objetivo de
        sostenibilidad de las finanzas públicas a largo plazo ha influido más en las
        medidas discrecionales adoptadas por los gobiernos que el objetivo de
        estabilización de la economía. Este último objetivo ha recaído más, por tanto,
        sobre el funcionamiento de los estabilizadores automáticos.
               También es cierto, no obstante, que en los últimos años los saldos
        primarios ajustados generados sí han respondido a la evolución de la economía
        como consecuencia del ajuste de los años anteriores y de la recesión
        experimentada desde 2001.


4.      A partir de la regla estimada se puede implementar también un test para
        contrastar la sostenibilidad de las finanzas públicas a largo plazo14. La condición
        suficiente para garantizar esta solvencia es que la estimación del parámetro que
        representa el efecto del ratio deuda-PIB sobre el saldo primario ajustado (β3i
        antes de la aplicación del Tratado de Maastricht y β3i+ β4i, después) sea positivo.
        Como se observa en la tabla 2 en la mayoría de los casos se cumple esta
        condición, por lo que se puede decir que, salvo en el caso de Bélgica15, las
        finanzas públicas de los países de la UEM después de la aplicación del Tratado
        de Maastricht son sostenibles.
               Un análisis pormenorizado de los países nos permite señalar que Francia,
        Grecia, Italia, Portugal, Holanda y España han mostrado una mayor
        preocupación por la reducción de la ratio deuda-PIB en su función de reacción.


5.      En relación con el papel que el Pacto de Estabilidad y Crecimiento establece
        para las medidas discrecionales y los estabilizadores automáticos en la función



14
   Ver Bohn (1998) y Ballabriga y Martínez-Mongay (2005).
15
  No obstante, al ser sólo una condición suficiente no podemos afirmar con este test que en Bélgica sean
insostenibles.


                                                                                                     14
         estabilizadora de la política fiscal16, se puede afirmar lo siguiente. En los
         primeros años de vigencia, la necesidad de adaptarse a las mayores exigencias de
         disciplina presupuestaria originó que las medidas fiscales discrecionales
         compensaran en parte el efecto inducido por el funcionamiento de los
         estabilizadores automáticos. Sin embargo, en los años más recientes, el
         estancamiento económico y el ajuste fiscal realizado con anterioridad ha
         motivado que las autoridades fiscales hayan adoptado medidas discrecionales
         expansivas con el fin de estabilizar sus economías, por lo que no se ha cumplido
         estrictamente con la filosofía del Pacto, provocando incluso su incumplimiento
         por parte de algunos países. Ahora bien, como se ha visto en el punto anterior,
         un pequeño ajuste (positivo) del saldo primario ajustado en respuesta a la deuda
         acumulada es suficiente para que las cuentas públicas sean sostenibles, por lo
         que los requerimientos del PEC parecen demasiado estrictos.


3.2.     Principales contrastes realizados:


       Aparte de los contrastes habituales de significatividad individual de los
parámetros, hemos centrado nuestra atención en contrastar dos hipótesis que tienen una
especial importancia en nuestro trabajo.
        En primer lugar, como ya señalamos anteriormente, una de las diferencias de la
estimación que hemos realizado con otras recogidas previamente en la literatura
empírica sobre reglas fiscales es que en ningún momento se restringe, a priori, el
comportamiento de los distintos países por pertenecer a una determinada área
económica. En el caso de la UE, en concreto, esto nos ha parecido especialmente
importante, ya que a lo largo de todo el proceso de integración, la coordinación de las
políticas económicas no ha incluido la centralización de las políticas fiscales, que se
mantienen bajo la autoridad de los gobiernos nacionales. De hecho, tras la creación de la
UEM la política fiscal se ha convertido en el único instrumento macroeconómico en
manos de estos gobiernos para estabilizar sus economías, por lo que es previsible que
cada país la implemente adecuándola a su situación específica. Por tanto, si esta
hipótesis se confirma, los coeficientes estimados para cada país deberían ser
estadísticamente distintos entre sí.
       En segundo lugar, queremos contrastar también si el cambio que se ha producido
en el marco reglamentario de la política fiscal a partir de 1992 ha modificado o no el
comportamiento sistemático de las autoridades fiscales, tanto en su respuesta al output
gap como en la reacción ante los cambios en el nivel de endeudamiento.
       Para confirmar la validez de estas dos hipótesis a partir de los resultados que se
obtienen del modelo estimado se ha procedido de la siguiente forma:


16
   Literalmente, el PEC no establece que no puedan utilizarse medidas discrecionales para estabilizar la
economía, pero sí está implícito en su filosofía, al señalar que los gobiernos deben mantener una posición
de equilibrio o superávit a medio plazo. Este planteamiento es defendido, por ejemplo, en Banco Central
Europeo (2004), y Buti y Van der Noord (2004) afirman respecto al papel relativo de las medidas
discrecionales y los estabilizadores automáticos los siguiente: “La utilidad potencial de la estabilización a
través de la política fiscal se ha reconsiderado, y la herencia del debate en los años 80 es un fuerte
escepticismo sobre el uso de la política fiscal discrecional para ajustar la economía. (...) El uso de la
política fiscal discrecional con fines estabilizadores debería limitarse únicamente a situaciones
excepcionales”


                                                                                                         15
1.      Se ha llevado a cabo un Test de Chow para comprobar si los datos presentaban
        una ruptura estructural en 1992 y si, en consecuencia, era coherente considerar la
        introducción de una variable binaria con la que representar los efectos del
        Tratado de Maastricht a partir de ese año. El contraste ha confirmado la
        existencia de esta ruptura estructural.
2.      Se ha introducido la variable binaria a la que venimos haciendo referencia para
        medir el efecto del cambio en el marco fiscal sobre la respuesta del saldo
        primario ajustado cíclicamente ante cambios en el output gap, y se ha
        contrastado si este coeficiente es significativamente distinto de cero. El resultado
        del test ha permitido rechazar, efectivamente, la hipótesis nula.
3.      El siguiente paso ha consistido en contrastar, además, si este efecto del Tratado
        de Maastricht ha sido distinto para cada país de la UEM, obteniendo nuevamente
        resultados favorables.
4.      Se ha contrastado igualmente, siguiendo los mismos pasos expresados en los
        puntos 2 y 3, si el Tratado de Maastricht ha modificado también el efecto de la
        deuda sobre el comportamiento discrecional de la política fiscal, y si este cambio
        es distinto para cada país. Nuevamente los contrastes han ofrecido resultados
        favorables.


        Por tanto, a partir de nuestros datos parecen confirmarse las dos hipótesis
iniciales que señalábamos al comienzo de esta sección: a partir de 1992, coincidiendo
con el cambio en las normas fiscales europeas17, se modifica el efecto que tanto el
output gap como la deuda ejercen sobre las medidas fiscales discrecionales, y además
estos efectos son diferentes para cada uno de los países de la UEM.
       Es importante resaltar, por último, que como consecuencia del corto tamaño de
la muestra utilizada (1984-2003) los contrastes realizados se caracterizan por no ser
demasiado potentes. Sin embargo, en el caso en que la hipótesis nula se rechace, será
porque exista una evidencia muy clara a favor de este rechazo y en la mayoría de los
contrastes que nosotros hemos planteado el resultado ha sido, precisamente, el de
rechazar la hipótesis nula


3.3.    Efectos a largo plazo:


      Al haber introducido como uno de los regresores de la regla de política fiscal el
propio saldo primario ajustado cíclicamente retardado un periodo, hemos estimado un
modelo dinámico. Una de las características más relevantes de estos modelos es que



17
  Esta coincidencia no implica que el cambio en la normativa sea la única causa que puede explicar la
modificación en el comportamiento de las autoridades fiscales. Probablemente, este cambio institucional
impulsa la adopción en Europa de una corriente favorable a una mayor disciplina presupuestaria y a la
reducción del peso del sector público que tiene una dimensión territorial más amplia. De hecho, en García
Serrador (2004) se utilizan dos grupos de control (los formados por los tres países de la UE-15 que no se
han integrado en la UEM, y por cuatro países de la OCDE) para chequear si los resultados obtenidos son
específicos de los países de la UEM, obteniendo que los cambios sucedidos son comunes a otros países.


                                                                                                     16
permiten diferenciar entre las respuestas a corto plazo y a largo plazo de la variable
dependiente ante variaciones en alguna de las variables explicativas.
      Los efectos a corto plazo vienen dados por los coeficientes estimados en el
modelo y ya los hemos analizado en la sección 2.5.1. Respecto a los efectos a largo
plazo, se obtienen teniendo en cuenta que la influencia de cada variable explicativa
sobre la política fiscal discrecional en el instante t, no es sólo el que se produce a través
del valor contemporáneo de esa variable (en el instante t) sino también por el efecto que
causa la evolución de dicha variable en periodos anteriores (t-1, t-2, t-3, …). Este efecto
a largo plazo se puede recoger a través de las funciones de respuesta al impulso del
output gap y del nivel de la deuda, teniendo en cuenta además el cambio que haya
podido producirse en los efectos de estas dos variables a partir de 1992. También resulta
interesante calcular el efecto acumulado que cada variable ejerce en la adopción de las
medidas discrecionales, o ganancia18.
        En la Tabla 3 se recogen los efectos a corto plazo del output gap y de la deuda
(antes de Maastricht, β1i, β3i y después de Maastricht, β1i+β2i, β3i+β4i, respectivamente),
así como las ganancias de su efecto19. Es evidente que el efecto a largo plazo es mayor,
por lo que se tendría que tener en cuenta que la respuesta de las autoridades es más
activa de lo que pudiera suponerse en un primer momento considerando exclusivamente
el efecto a corto plazo, ya que el parámetro β5i siempre es positivo. Sin embargo, las
conclusiones sobre el carácter procíclico o anticíclico de las medidas fiscales
discrecionales se mantienen.




18
   Suma de los efectos causados por la variable explicativa, tanto los debidos a su valor en el periodo t
como los debidos a la evolución de la variable en los periodos t-1, t-2, etc.
19
   La ganancia será significativamente distinta de cero en los mismos casos en que lo sean los
coeficientes. Como la ganancia es βji/(1- β5i), al hacer el contraste, sólo se aceptaría la hipótesis nula (el
coeficiente estimado es cero) cuando no se rechazara la misma hipótesis nula, pero considerada con el
coeficiente del numerador.


                                                                                                           17
 Tabla 3: Efectos a corto y largo plazo del output gap y de la deuda antes y después del
 Tratado de Maastricht.


                 Antes de Maastricht                     Después de Maastricth

               β1i    Ganancia    β3i     Ganancia   β1i+β2i   Ganancia   β3i+β4i   Ganancia

 Austria      0,047    0,083     -0,069   -0,123     0,310      0,551     0,165      0,293

 Bélgica     -0,054   -0,126     -0,041   -0,096     -0,415    -0,970     -0,037    -0,086

 Finlandia   0,400     0,457     -0,802   -0,917     0,422      0,482     0,008      0,009

 Francia     -0,233   -0,382     -0,002   -0,003     -0,145    -0,238     0,074      0,121

 Alemania    -0,610   -1,232     0,810     1,636     -0,287    -0,580     -0,017    -0,034

 Grecia      -1,346   -1,549     0,095     0,109     0,000      0,000     0,174      0,200

 Irlanda     0,094     0,220     0,176     0,411     -0,161    -0,376     0,023      0,054

 Italia      -0,525   -0,613     0,105     0,123     0,089      0,104     0,132      0,154

 Holanda     -1,170   -0,921     0,099     0,078     0,140      0,110     0,016      0,013

 Portugal    -0,214   -0,231     0,137     0,148     0,027      0,029     0,178      0,192

 España      -0,271   -0,627     0,216     0,500     0,029      0,067     0,038      0,088

 UEM-11      -0,188   -0,436     0,026     0,060     0,026      0,060     0,151      0,350

Fuente: Elaboración propia a partir de los resultados de las estimaciones.




                                                                                               18
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