Entre los trabajos realizados durante las pasadas tres décadas, uno de los que ha ejercido mayor influencia en la constitución y el desarrollo de la Escuela de las Expectativas Racionales (eer) es el escrito por Robert Lucas (1973, pp. 326-334). En éste, Lucas elaboró un modelo de análisis formal con base en la hipótesis de la tasa “natural” de desempleo (producción) antes formulada por Friedman (1968), y examinó empíricamente la influencia de las políticas de demanda sobre el producto y el empleo, postulando que los trabajadores y productores, aunque forman sus expectativas racionalmente en una economía caracterizada por información incompleta e imperfecta, pueden cometer errores en la predicción de los salarios y precios si se producen cambios no anticipados en las políticas de administración de la demanda.

La evidencia obtenida por Lucas con base en información estadística de 18 países para los años 1952-1967 le permitió corroborar las intuiciones generales de su análisis y dio pábulo a desarrollos teóricos ulteriores (véase, por ejemplo, Barro, 1986, y Béraud, 1989) e investigaciones que confirmaron la idea básica de su modelo (Barro, 1977); pero además apuntaló la implicación drástica y trascendental de que las políticas fiscales y monetarias anticipadas no tienen consecuencias reales en la economía (empleo, producto, etcétera), y afectan sólo las variables nominales (salarios monetarios, nivel de precios, etcétera), aspecto que se conoce como “teorema de neutralidad fuerte” (Sargent y Wallace, 1975).

A veintidós años del estudio de Lucas consideramos no sólo pertinente sino necesario revaluar la aplicabilidad de su modelo en un lapso más reciente, máxime si tomamos en cuenta que dicho modelo constituye una pieza clave en la teoría de los ciclos económicos de la eer (Barro, 1986; Robert Lucas, 1977, Lucas y Sargent, 1978; Minford y Peel, 1983, y Sheffrin, 1983), y para legitimarse como tal en esta moderna corriente de pensamiento requiere verificarse en distintos ámbitos y periodos. Esto es justamente lo que pretendemos lograr con nuestro trabajo, a partir del análisis de la nueva evidencia acontecida en veintiún países entre 1970 y 1990, diecisiete de los cuales fueron examinados por Lucas. Cabe destacar que durante el periodo que abarcamos se produjo una mayor inestabilidad de precios en casi todas las naciones consideradas en la muestra respecto a las dos décadas precedentes; tal hecho, además de haber estimulado a priori la investigación, apuntala a posteriori la pertinencia de los resultados emergentes.

El estudio está organizado en tres secciones. En la sección I exponemos los aspectos teóricos y formales del modelo, donde Lucas asume que los agentes aplican un método de proyección recursivo denominado “filtro de Kalman”, con el que se deduce la ecuación (5) presentada más adelante. Esta implica que cada oferente en la economía aplica reglas óptimas de decisión de periodo a periodo, a medida que dispone de nueva información (al lector no advertido acerca de dicho modelo, pero interesado en su deducción detallada, le recomendamos ver Sargent, 1979, caps. x y xiii). En la sección II efectuamos las precisiones necesarias respecto a la muestra, los datos utilizados, y presentamos los resultados obtenidos. A continuación, examinamos dichos resultados y contrastamos empíricamente las hipótesis fundamentales del modelo con el apoyo de los métodos econométricos pertinentes.

Por último, elucidamos nuestras conclusiones. Al respecto, anticipamos de modo sucinto que se corroboran algunas hipótesis importantes del análisis de Lucas, como la existencia de una correlación negativa entre la variabilidad de la inflación y el coeficiente que mide el trade off (intercambio) entre el producto y la inflación; la asociación lineal negativa entre la varianza del cambio del ingreso nominal y el coeficiente que mide el trade off entre el producto y la inflación. Sin embargo, las pruebas estadísticas no nos permiten afirmar que los resultados sean concluyentes en favor de ambas hipótesis. Lo que sí obtiene fuerte respaldo empírico es la proposición de que las diferencias en la varianza de la demanda agregada (medida por el ingreso nominal) constituyen la explicación más importante de las diferencias en las tasas de inflación entre los distintos países.

I. Aspectos teórico-formales del modelo

Como ya lo señalamos en la introducción, el objetivo del trabajo de Lucas fue examinar la influencia de las políticas de administración de la demanda en el producto, el empleo y la inflación con el apoyo de su modelo de “ilusión monetaria, compatible con un comportamiento racional y optimizador de los agentes” (Sargent, 1979). En tal sentido, se propuso dilucidar los siguientes aspectos: i) “¿conduce la teoría de la tasa natural de producción real a expresiones de la interrelación entre inflación y producción, que se cumplan satisfactoriamente en un sentido econométrico para todos o para la mayoría de los países de la muestra?; ii) ¿qué restricciones comprobables impone la teoría en esta relación?, y iii) ¿son congruentes tales restricciones con la experiencia reciente?”

Para este efecto Lucas supuso que los niveles promedio de producción real se mantienen constantes ante cambios en el patrón de tiempo de la tasa de inflación: existe una tasa natural de producción (desempleo) real. Como Friedman (1968), Lucas postula la existencia de información imperfecta, misma que da pábulo a la existencia de un trade off entre el producto y la inflación a corto plazo, ante cambios no anticipados en el ingreso nominal. El modelo teórico de Lucas se asienta en tres presunciones fundamentales:

1. El producto nominal se determina del lado de la demanda agregada en la economía, en un entorno donde la división entre el producto real y el nivel de precios depende en gran parte del comportamiento de los oferentes de trabajo y de bienes.
2. Las rigideces parciales que dominan el comportamiento de oferta de corto plazo obedecen a la escasez de información de los oferentes acerca de algunos de los precios relevantes para su toma de decisiones.
3. Las inferencias acerca de estos precios relevantes no observados se tornan óptima o racionalmente a la luz del carácter estocástico de la economía.

Con base en estos supuestos, Lucas describe de modo sencillo la estructura general de su modelo:

• Las observaciones de precios-cantidades se consideran puntos de intersección en un esquema de oferta y demanda agregadas.
• Lo anterior se establece según el supuesto de que el mercado de dinero se encuentra en equilibrio y representa la relación entre los niveles de producción y de precios implícita en el modelo is-lm estándar. Se considera que el modelo es afectado por el bloque usual de variables de desplazamiento de la demanda: las políticas fiscal y monetaria y las variaciones en la demanda de exportaciones.
• La curva de oferta es delineada según el supuesto de un mercado de trabajo “despejado”. Su pendiente, por lo tanto, refleja las rigideces de los mercados de trabajo y de bienes.

Con el fin de simplificar el análisis, Lucas supone adicionalmente que la curva de demanda agregada es unitariamente elástica; en consecuencia: i) el nivel de producto nominal puede manejarse como una variable exógena con respecto al mercado de bienes, y ii) el peso completo de la contabilización en busca del punto de división del ingreso nominal entre producto real y nivel de precios se desplaza hacia el lado de la oferta agregada.

1. La función de la oferta agregada

El modelo de Lucas (1973) es uno de los muchos que pueden construirse según el supuesto de información imperfecta de los agentes:

Las características de la economía representadas en el modelo se describen como sigue:

1. Los oferentes se encuentran en un gran número de mercados competitivos y dispersos.
2. La demanda de bienes para cada periodo está distribuida de manera desigual sobre todos los mercados, conduciendo a movimientos tanto de los precios relativos como del nivel general de precios; en consecuencia, la situación percibida por los oferentes individuales será distinta de la situación agregada vista por un observador externo.

La cantidad ofrecida en cada mercado, pues, es la suma de un componente normal (o secular) común a todos los mercados, y de un componente cíclico que varía de mercado a mercado. Indizando los mercados por z y usando ynt y yct para denotar los logaritmos (logs) de los componentes mencionados, secular y cíclico respectivamente, la oferta en el mercado z será:

y_t (z) = y_nt + y_ct (z).............................(1)

El componente secular, que refleja acumulación de capital, crecimiento poblacional, etcétera, sigue la tendencia lineal:

y_nt = + _t. ................................(2)

El componente cíclico varía con los precios relativos percibidos y con su propio valor rezagado de ajuste:

y_ct (z) = [p_t (z) - E (p_t | I_t (z) )] + y_c,t-1(z), .........................(3)

donde: p_t(z) es el precio actual en z en el periodo t, y E (p_t | I_t (z)) es el nivel general de precios promedio actual, condicionado a la información disponible en z en el momento t, I_t (z). Como y_ct es una desviación de la tendencia, || <1.

La información disponible para los oferentes en z en el momento t proviene de dos fuentes:

1. Los agentes inician el periodo t con conocimiento del curso anterior de los desplazamientos en la demanda, de la oferta normal y_nt y de las desviaciones anteriores y_{c, t-1}, y_{c, t-2} ... Ya que tal información no permite inferencias exactas del log del nivel general de precios actual, p_t, por lo menos determina una distribución previa en p_t, común a los agentes en todos los mercados. Se asume que tal distribución es normal con media 'p_t y una varianza constante 2.

2. Se supone que el precio actual se desvía del promedio (geométrico) de la economía por un monto distribuido independientemente de p_t. Por simplicidad, el porcentaje de desviación del precio en z con respecto del pt promedio se denota por z (para que los mercados sean indizados por las desviaciones de su respectivo nivel de precios relativos con respecto del nivel promedio), donde z está normalmente distribuida, independiente de pt con media = 0 y con varianza t 2. Entonces pues, el precio observado en z, p_t (z) (en log), es la suma de variables independientes normales:

p_t (z) = p_t + z. ...............................(4)

2a. La información I_t (z) relevante para la estimación de los pt no observados (por los oferentes en z en el momento t), consiste entonces en el precio observado pt (z) y en la historia acumulada en ‘p_t.

Los oferentes utilizan (4) para calcular la distribución de p_t condicionada por p_t (z) y 'p_t. Dicha distribución es normal con media:

E (p_t | I_t (z))] = E (p_t | p_t (z),'p_t)] = (1 - ) p_t (z) + 'pt , ...............................(5)

donde: , y varianza 2 .

Por (3) y (5), se obtiene:

y_ct (z) = [p_t (z) - (1 - ) p_t (z) - ’p_t ] + y_{c, t-1}(z), .................................(5a)

por (1) y (5a):

y_t (z) = y_nt + [p_t (z) - 'p_t ] + y_c,t-1(z). .........................................(6)

Agregando todos los mercados (si se integra con respecto a la distribución de z), obtenemos la función de oferta agregada, conocida como curva de Phillips inversa:

y_t = y_nt + (p_t - 'p_t ) + [y_{t -1} - y_{n, t-1}]. .................................(7)

Como se advierte, la pendiente de la función de oferta agregada (7) varía en concordancia con los valores de ², ². En casos donde ² es relativamente pequeña (debido a que los cambios en los precios relativos reflejan los que se dan en el nivel general de precios), la curva de oferta será casi vertical. Por otro lado, cuando el nivel general de precios es estable (² es relativamente pequeña), la pendiente de la curva de oferta se aproxima al valor dado por .

2. La demanda agregada

A fin de completar el modelo, Lucas define la demanda agregada a partir de la siguiente ecuación:

x_t = y_t + p_t , .........................(8)

donde x_t es el logaritmo observable del producto nominal. Además, {x_t} es una secuencia de variables independientes normales con media y varianza _x².

La historia relevante de la economía consiste entonces, cuando más, de ynt, los desplazamientos de la demanda x_t, x_{t - 1}, ..., y de los anteriores niveles de producción real y_{t - 1}, y_{t - 2}, ... Como el modelo es lineal en logaritmos, es razonable conjeturar una solución para el nivel de precios a modo de:

pt = ₀ + ₁ x_t + ₂ x_t-1 + ₃ x_t-2 +...+ ₁ y_t-1 + ₂ y_t-2 +...+ ₀ y_nt . ...............................(9)

de tal manera, 'pt será la expectativa de pt, basada en toda la información disponible excepto xt (el nivel actual de demanda), o:

'p_t = p₀ + ₁(x_t-1 + ) + ₂ x_t-1 + ₃ x_t-2 +...+ ₁ y_t-1 + ₂ y_t-2 +...+ ₀ y_nt . (10)

Resolviendo para los parámetros desconocidos _i, _j y ₀ se elimina y_t igualando (7) y (8), es decir, la oferta y la demanda:

y_nt + p_t ( + 1) - ... - 'p_t + y_t-1 - y_{n, t-1} - x_t = 0. .................................(10a)

Sustituyendo 'pt y pt en la función anterior, se obtiene una identidad en {x_t}, {y_t} y {y_nt}, que se utiliza para obtener los valores de los parámetros.

Las soluciones para niveles de precio y producción son:

En términos de p_t y y_ct, y considerando que = /(1+), las soluciones son:

y_ct = - + x_t + y_{c,t -1} (11)

p_t = - + (1 - )x_t + x_t-1 - y_{c, t -1}. (12)

Al revisar dichas soluciones en búsqueda de congruencia interna, Lucas observa que la varianza condicional de pt tendrá la varianza constante asumida anteriormente: 1 / (1 + )² _x².

Las expresiones (11) y (12) son los valores de equilibrio de la tasa de inflación y de la producción real (como una desviación porcentual de sus tendencias). Ofrecen los puntos de intersección de un esquema de demanda agregada, que se desplaza por cambios en x_t, y un esquema de oferta agregada. Lucas resuelve adoptar un método que vincula los senderos de equilibrio de los niveles de precios y de producción, tratando de evitar la inclusión de un parámetro adicional de expectativas que resultaría irrelevante.

Los valores-solución de la inflación y del componente cíclico de la producción real, indicados en (11) y (12) son, de acuerdo con Lucas, rezagos distribuidos de los cambios actuales y pasados acontecidos en la producción nominal. Un cambio en la tasa nominal de expansión, x_t, afecta la producción real y el nivel de precios. Su efecto en la primera variable es inmediato, pero también se presentan efectos posteriores que decaen geométricamente. Por su parte, el efecto inmediato en el nivel de precios se define por la unidad menos el efecto en el nivel de producción, y el resto del efecto acontece en el periodo siguiente.

Es particularmente notable, según Lucas, la posibilidad de que se den simultáneamente periodos de inflación y promedios bajos de producción real según este patrón de rezagos. Lucas lo explica arguyendo que, aunque dichos periodos se presentan a causa de los desplazamientos de la oferta, éstos a su vez son resultado de una percepción rezagada de los cambios en la demanda y no de cambios autónomos en la estructura de costos de los oferentes.

Además, “... el modelo valida de hecho la existencia de una tasa natural de producto: la tasa promedio de expansión de la demanda, , aparece en (11) con un coeficiente de la misma magnitud que el coeficiente de la tasa actual pero con el signo opuesto” (Lucas, 1973). De tal modo, los movimientos advertidos en la tasa promedio de crecimiento del ingreso nominal no tendrán efecto alguno en el producto real promedio. A su vez, los desplazamientos no anticipados de la demanda sí tienen efectos en el nivel de producción, en una magnitud dada por el parámetro . Definiendo p en términos de y de y, a su vez, definiendo en términos de ² y ², se tiene:

Combinando con la expresión de s2, se llega a:

.........................(13)

Para el caso en que ₂ y permanecen fijos, toma el valor / (1 + ) cuando _x² = 0, y tiende monótonamente a 0 cuando _x² tiende al infinito. La predicción de que la desviación promedio del producto con respecto a la tendencia, E(yct) no varía con la instrumentación de políticas de administración de la demanda, no está sujeta a prueba en el modelo de Lucas (1973, p. 330), quien hace hincapié en tal hecho: “la desviación con respecto a una línea apropiada de tendencia debe promediar cero”.

II. El análisis empírico

1. Precisiones de la muestra y los datos utilizados

Para revaluar el desempeño del modelo de Lucas y la validez de sus conclusiones e implicaciones (teóricas y de política económica), utilizamos información del Fondo Monetario Internacional (1994, pp. 91-741) y de la Organización de las Naciones Unidas (1980, pp. 104-1462; 1991, p. 15 y 1181).

Como lo señalamos, la muestra abarca 21 países, tres más que el estudio de Lucas. Hemos incluido naciones que durante lapsos de tres a cinco años han experimentado hiperinflación, tales como Argentina, Bolivia, Brasil, y Perú. Evidentemente, otros países sufrieron altos índices de inflación durante el periodo analizado, como Nicaragua, algunas naciones del Medio Oriente y una porción importante de los países asiáticos y europeos que recientemente iniciaron la apertura de sus economías. Sin embargo, decidimos no incluirlos en nuestra muestra, no sólo a causa de la fragmentada información disponible, sino también por considerar que el comportamiento de sus variables macroeconómicas estuvo influido por acontecimientos extraeconómicos.

La inclusión de México en el análisis obedece a la importancia intrínseca que tiene por tratarse del país donde se realiza la investigación. Por otra parte, la información incompleta de Puerto Rico impidió que en el trabajo abarcáramos a todos los países examinados por Lucas.

A lo largo del periodo que abarcamos (de 1970 a 1990) pretendemos no sólo “llenar el hueco” entre el intervalo estudiado por Lucas (1952-1967) y la actualidad, sino también, como lo señalamos, evaluar la aplicabilidad de su modelo en un lapso caracterizado por una mayor inestabilidad de precios, tanto en los países en vías de desarrollo como en los industrializados.

En el tratamiento de la información, seguimos un procedimiento similar al empleado por Lucas (1973, p. 330).

1. Recopilamos los datos del producto interno bruto (pib) nominal y real. Estos se encontraban en la denominación de la moneda nacional de cada país y fueron ajustados cuando fue necesario. Además, homogeneizamos la muestra: todas las series de pib real tienen como base el nivel de precios de 1970.
2. Calculamos el logaritmo natural (log) de las variables enunciadas: y_t, log del producto real; y x_t, log del producto nominal. Sustrayendo aritméticamente los log del pib real del nominal para cada año y en cada país, se obtuvo el logaritmo natural del nivel de precios de la economía respectiva para el año pertinente: P_t = x_t - y_t. Es decir, calculamos la inflación a partir de la noción del deflactor implícito del pib.
3. Calculamos la tasa de crecimiento de los log de los niveles de precios: P_t = P_t - P_{t -1}. Igualmente, obtuvimos los incrementos porcentuales en los log de los productos real y nominal, y_t y x_t, respectivamente, y así también pudimos contar con los valores de rezago de las variables ya obtenidas: y_t-1 y x_t-1.
4. La variable yct, considerada por Lucas el residuo de la línea de tendencia y_t = + _t fue calculada mediante el método de mínimos cuadrados ordinarios.
5. Una vez obtenidas las series de todas las variables requeridas, efectuamos las regresiones respectivas para las ecuaciones (11) y (12) del modelo, aplicando de nueva cuenta el método de mínimos cuadrados ordinarios.

2. Resultados obtenidos

a) Un panorama

Los resultados obtenidos se expresan en los cuadros 1 y 2. De modo similar al hallazgo de Lucas se comprueba que las tasas medias de inflación y de crecimiento del producto real, observadas en el cuadro 1, tienen una asociación lineal de -0.24, lo cual no es muy alentador para las pretensiones del modelo. Si tuviéramos que otorgar alguna relevancia al signo de tal correlación, tendríamos que señalar que puede ser concordante con cualquier enfoque del trade off respecto a la relación de Phillips,1 excepto con la visión keynesiana tradicional que supone expectativas de precios estáticas. Pero eso mismo debemos indicar, luego de advertir que el coeficiente de correlación, además de tener un valor bajo es estadísticamente poco significativo, inclusive al nivel de 10% (de acuerdo con la prueba t de Student), hecho que corrobora la independencia lineal entre el crecimiento promedio del producto y la inflación media.

1. Países con hiperinflación: Argentina, Bolivia, Brasil, México, Perú y Venezuela. En este grupo la varianza media de x_t es de 0.834.
2. Países con inflación moderada: Bélgica, Canadá, Guatemala, Holanda, Honduras, Inglaterra, Irlanda, Italia, Noruega, Paraguay y Suecia, cuya varianza media de x_t es de 0.0035.
3. Países con inflación baja: Alemania Federal, Austria, Dinamarca y Estados Unidos, con una varianza media de x_t igual a 0.0006825.

Como puede verse, la diferencia entre las varianzas medias es de 238 a 1 entre los grupos 1 y 2, y de 1 222 a 1 entre los grupos 1 y 3. Examinemos los estimadores de los coeficientes de x_t, y_c,t, el ingreso nominal y el componente cíclico de la producción real, respectivamente. De acuerdo con el modelo de Lucas, los parámetros y deberán observar el siguiente comportamiento: 0 < < 1 y 0 < < 1. La evidencia nos permite establecer que:

1. 0 < < 1: No se corrobora para ningún país del primer grupo ni para Inglaterra ( grupo 2), en cuanto < 0.
2. 0 < < 1 : Se refrenda en todos los países de los tres grupos. El promedio de este estimador en cada grupo fue cercano a la media general: l = 0.719.

En cuanto al valor del coeficiente de determinación de la inflación, Lucas postula que: R² _P 1. Al respecto, podemos afirmar que las variables consideradas en el modelo determinan en gran medida la variabilidad de la inflación (medida implícitamente con el índice de Paasche): el promedio general observado fue de 0.8089, pero los valores más altos se registran en las naciones del grupo 1, cuya media fue de 0.983.

De modo análogo al procedimiento adoptado por Lucas comparemos los resultados de los tres grupos de países (véase cuadro 2), previamente al análisis económico. Se puede apreciar que en dos de los cuatro países con estabilidad de precios (grupo 3), Estados Unidos y Alemania, las políticas que incrementaron el ingreso nominal tuvieron un efecto positivo importante en la producción real y afectaron poco o casi nada la inflación. Empero, en Austria dichas políticas incidieron en el producto real poco más que en la inflación, y en Dinamarca el efecto en la producción real fue de apenas un tercio del que ejerció en el incremento del nivel de precios (como lo señalamos adelante y se puede comprobar al observar el cuadro 2, las pruebas econométricas desvirtúan la aplicabilidad del modelo a este último país y a Italia, del grupo 2, por lo cual podemos soslayarlos del análisis).

En relación con el grupo 1, como lo habíamos mencionado, las políticas expansivas tuvieron en todos los casos un efecto negativo en el producto real, mientras que la inflación fue afectada en una proporción ligeramente mayor que la magnitud de la variación que acusó el ingreso nominal (1.023 en promedio). En otros términos, se suscitó el fenómeno que Friedman (1978) denomina de “depreflación” en las seis economías de la América Latina que forman este conjunto.

b) Análisis econométrico. Pruebas generales

El análisis precedente se sustenta sobre la base de que las pruebas F realizadas al nivel de significación de 5% validan el modelo expresado en la ecuación (12) para todos los países. Asimismo, corroboran la influencia lineal que ejercieron las variables explicativas expresadas en (11) sobre la producción en todos los países, excepto en Dinamarca e Italia. Sin embargo, de un modo más específico, se puede advertir, a partir de la prueba t de Student que, en el caso de la ecuación de comportamiento (12), el estimador de no es estadísticamente significativo, ni siquiera al nivel de confianza del 10% en 18 de los 21 países de la muestra; tampoco resulta significativo al mismo nivel en 12 países, y la única variable que había influido linealmente en el comportamiento de la inflación de todos los países (excepto 3 de ellos) es el aumento del ingreso nominal en el periodo corriente (x_t).

Respecto a la función expresada por (11) se comprueba que el estimador p es estadísticamente insignificante al nivel de 10% en siete casos; en contraparte, el producto del periodo anterior ejerció una influencia lineal favorable en la actividad productiva de todos los países (salvo Italia) en el periodo corriente. Este hecho se corrobora mediante la citada prueba al nivel de significación del 5 por ciento.

c) Comprobación de las hipótesis fundamentales

Dado que Lucas asume que ₂ y son relativamente estables en todos los países, se hace evidente que los valores estimados de decrecerán a medida que aumente la varianza de x_t (véase la ecuación 13). De modo concomitante, los valores de deberán decrecer a medida que aumente la varianza de la inflación. Por otra parte, la varianzas del ingreso nominal y de la inflación deberían estar positivamente correlacionadas si es aplicable el modelo de Lucas al caso de los países investigados. De modo sucinto, tendríamos tres implicaciones de dicho modelo a comprobar empíricamente:

1. y ²_x deben correlacionarse negativamente,
2. y ²_p deben estar negativamente correlacionados, y
3. ²_x y ²_p deben estar positivamente correlacionados.

A fin de probar dichos postulados, calculamos los coeficientes de correlación en cross section y sus correspondientes estadísticos t de Student de acuerdo con la fórmula:

t_c = r (n - 2) ^1/2 (1 - r ²) ^-1/2

donde t_c = t de Student calculado; n = número de observaciones, y r = coeficiente de correlación.

El coeficiente de correlación entre ²_x y ²_p es casi igual a la unidad (0.9997); es decir, el grado de asociación lineal entre ambas variables es casi perfecta. Su signo (positivo) concuerda con lo postulado por Lucas. Asimismo, por la prueba t de Student aplicada se puede aseverar que este coeficiente es significativo al nivel de 1% (inclusive al nivel de 5 por 10 mil), ya que su valor asciende a 180.96.

Sin embargo, los otros dos postulados del modelo no son tan fuertemente avalados por la evidencia, aunque los signos (negativos) son compatibles con los que se establecen en el trabajo de Lucas. Tanto el coeficiente de correlación de y ²_x, como el de y ²_p indican que los grados de asociación lineal son pobres (-0.3592 y -0.3659, respectivamente) y resultan significativos sólo en el nivel de confianza de 10% (los valores calculados de los t son -1.6777 y -1.714, en ese mismo orden).

Conclusiones

En líneas generales, los resultados obtenidos mediante la investigación nos permiten corroborar algunas evidencias importantes halladas por Lucas (1973). Sin embargo, dichas evidencias no son lo suficientemente contundentes para aseverar aquí que el modelo de análisis implicado permite, en efecto, explicar de modo razonable las variaciones en la actividad productiva, su consiguiente resultado (el producto) y los cambios en la tasa de inflación ante el acaecimiento de modificadores (advertidos o no) en las políticas de administración de la demanda. Sin embargo, sería muy conveniente extender la investigación empírica, aplicándola a un mayor número de países de manera más meticulosa. Así, se podrían obtener resultados más fehacientes en favor o en contra de la aplicabilidad de este modelo que, como lo señalamos, constituye una pieza clave en la teoría de los ciclos económicos de la eer.

De un modo más preciso podemos advertir que en los seis países latinoamericanos que conforman el grupo 1, las políticas expansivas tuvieron un efecto negativo en la actividad productiva y, por tanto, en el producto real, mientras que la inflación fue afectada en una proporción ligeramente mayor que la magnitud de la variación que acusó el ingreso nominal.

En el grupo 2, los cambios en el ingreso nominal generaron una variación paralela, contemporánea, en el nivel de precios en gran proporción (casi de la misma magnitud en cinco casos), junto con un efecto inicial significativamente menor (con excepción de Bélgica y Honduras) y positivo (con excepción de Inglaterra) en la producción real.

Se observa asimismo que en dos de los cuatro países con estabilidad de precios (grupo 3), Estados Unidos y Alemania, las políticas que expandieron el ingreso nominal incidieron de modo positivo e importante en la producción real, pero su influjo en la inflación fue poco significativo o casi nulo. No obstante, en Austria dichas políticas afectaron el producto real en proporción apenas mayor que a la inflación, y en Dinamarca el efecto en la producción real ascendió apenas a un tercio del que ejerció en el incremento del nivel de precios.

Respecto a las hipótesis fundamentales postuladas por Lucas, corroboramos la existencia de una correlación negativa entre la variabilidad de la inflación y los términos del trade off entre el producto y la inflación, lo cual es compatible con su visión de que los agentes basan sus acciones en los precios relativos y forman sus expectativas de manera óptima en un ambiente caracterizado por información imperfecta. Asimismo, comprobamos la asociación lineal negativa entre la varianza del cambio entre el ingreso nominal y los términos del trade off entre el producto y la inflación. Sin embargo, las pruebas estadísticas realizadas no nos permiten afirmar que los resultados sean concluyentes en favor de ambas hipótesis. Lo que sí obtiene un respaldo empírico contundente (de acuerdo con la prueba aplicada a las varianzas de la inflación y del cambio en el ingreso nominal) es la proposición de que las diferencias en la varianza de la demanda agregada (medida por el ingreso nominal) constituyen la explicación más importante de las diferencias en las tasas de inflación entre los distintos países.

Octubre de 1995.

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NOTAS

1. Téngase en cuenta que los valores de la primera y la segunda columnas del cuadro 1 se refieren a incrementos y son todos positivos. De este modo no resultará sorprendente nuestra aseveración.