WORKING PAPER
No 390
novembre 2004
EQUIVALENZA RICARDIANA IN ECONOMIA APERTA:
UN’ANALISI EMPIRICA
PATRIZIA MARGANI E ROBERTO RICCIUTI
JEL CLASSIFICATION: F32, F41, E62, H62
KEYWORDS: EQUIVALENZA RICARDIANA – POLITICA FISCALE
società italiana di economia pubblica
dipartimento di economia pubblica e territoriale – università di Pavia
Equivalenza Ricardiana in economia aperta:
un’analisi empirica*
Patrizia Margani
Roberto Ricciuti
ISAE
Piazza dell’Indipendenza, 4
00185 Roma
E-mail: [email protected]
Dipartimento di Economia Politica,
Università degli Studi di Siena
Piazza S. Francesco 7
53100 Siena
Email: [email protected]
ABSTRACT
In questo lavoro analizziamo l’Equivalenza Ricardiana in economia aperta utilizzando un panel che
comprende 18 economie industrializzate, per il periodo 1973-1998. Utilizziamo sia un modello statico sia
dinamico, trovando risultati diversi fra i due approcci. Le stime statiche sostengono che un aumento del deficit
pubblico non implica un deterioramento della bilancia commerciale, supportando l’Equivalenza Ricardiana.
Nel modello dinamico, invece, il saldo di bilancio pubblico ha un effetto significativo sul saldo commerciale,
o nel suo valore contemporaneo o in quello ritardato. In generale riteniamo comunque che le stime dinamiche
forniscano un’analisi più accurata, suggerendo quindi che l’Equivalenza Ricardiana non trovi riscontro nei
dati.
Codici JEL: F32, F41, E62, H62
* Le opinioni espresse sono da attribuire esclusivamente agli autori e non impegnano la responsabilità degli
Istituti di appartenenza.
1. Introduzione
La politica fiscale ha effetti sul saldo di bilancia commerciale? L’esperienza degli
Stati Uniti nella prima metà degli anni ottanta e più recentemente negli anni 2001-2002
costituisce una prima evidenza a favore dell’idea secondo la quale un crescente disavanzo
pubblico è associato ad un deterioramento della bilancia commerciale ed ad un
apprezzamento della moneta. D’altra parte, nella seconda metà degli anni novanta, alcuni
paesi asiatici hanno sperimentato forti crisi finanziarie, anche in assenza di problemi di
bilancio pubblico1.
Su questo tema si è confrontata una parte della letteratura empirica sull’Equivalenza
Ricardiana (Barro, 1974), sottolineando l’assenza di una relazione causale fra deficit
pubblico e saldo commerciale. Si consideri l’ipotesi che il governo decida di finanziare una
riduzione delle imposte via emissione di titoli del debito pubblico. In questo caso, il
risparmio privato si muoverà in relazione all’emergere del disavanzo, in misura equivalente
alla riduzione del risparmio pubblico, senza rendere necessario prendere a prestito risorse
dall’estero. I consumatori risparmieranno infatti le maggiori risorse attualmente a
disposizione per avere i fondi necessari per far fronte al maggior carico fiscale in futuro
(che il governo dovrà imporre per rispettare il suo vincolo di bilancio intertemporale), senza
modificare il proprio sentiero di spesa.
In altre parole, i titoli del debito pubblico non rappresentano una forma di “ricchezza
netta” per il consumatore, ma soltanto imposte posticipate nel tempo2. Allora, le diverse
modalità di finanziamento della spesa pubblica (tasse o debito) hanno lo stesso effetto sui
consumi (neutralità del debito). Questa proposizione è valida sotto condizioni piuttosto
stringenti, quali la presenza di legami intergenerazionali, di tasse non distorsive, di
aspettative razionali e di assenza di vincoli di liquidità.
E’ interessante osservare come nel modello convenzionale3 – di impostazione
keynesiana - una riduzione del carico fiscale viene invece immediatamente percepita dai
consumatori come un alleggerimento del proprio vincolo di bilancio e quindi come un
1
Si vedano a tal proposito i modelli descritti da Obstfeld (1996), Corsetti, Pesenti e Roubini (1999a e b) e
Burnside, Eichenbaum e Rebelo (2001). Si ringrazia uno dei referee per aver sottolineato questo punto.
2
Alle stesse conclusioni era giunto David Ricardo nei suoi Principles del 1817, quando si interrogava se fosse
preferibile finanziare la guerra con un’imposta straordinaria sul patrimonio o tramite emissione di nuovo
debito. In alcuni scritti successivi l’economista inglese sembra tuttavia non confermare questa teoria; in ogni
caso, la proposizione secondo cui debito ed imposte sono del tutto equivalenti è nota come Equivalenza
Ricardiana.
3
Si veda Rubin, Orszag e Sinai (2004) e Reynolds (2004) per un riferimento al modello “convenzionale”.
2
aumento delle proprie disponibilità di spesa, stimolando la domanda aggregata e
producendo effetti negativi sul saldo commerciale.
Questo deriva direttamente dall’identità contabile S=INV+DEF+BC, in quanto se i
risparmi privati (S) rimangono inalterati inseguito all’emergere del disavanzo pubblico come previsto dal modello convenzionale - e gli investimenti privati (INV) rispondono ai
tassi di interesse reali prevalenti a livello mondiale, allora il saldo di bilancia commerciale
(BC) risponde in misura uno ad uno al deficit pubblico (DEF). Alla riduzione del risparmio
nazionale corrisponde infatti un maggiore afflusso di capitali, che comportando un
apprezzamento del cambio e quindi un aumento delle importazioni, determinerà un
peggioramento del saldo commerciale. Come sottolineato anche da Ahmed (1987), questa
affermazione è però vera in maniera stringente solo per le piccole economie aperte; nel caso
di grandi paesi, gli investimenti sono maggiormente dipendenti dal tasso di interesse
prevalente a livello nazionale, per cui qualsiasi potenziale effetto sulla bilancia
commerciale può risultare meno significativo, dato che il tasso di interesse può essere
influenzato dal deficit di bilancio nazionale con conseguenze negative sugli investimenti4.
Se invece i risparmi privati si muovono uno ad uno come risposta all’emergere del
deficit pubblico, come prescritto dalla proposizione ricardiana, allora non si verificherà
alcun effetto sul saldo di bilancia commerciale. Questo dipende in ogni caso dalla natura
dello squilibrio fiscale: deficit pubblici possono infatti comportare un passivo nella bilancia
dei pagamenti, anche in un contesto ricardiano. Dal punto di vista teorico, l’Equivalenza
Ricardiana rappresenta infatti una versione restrittiva della life cycle/permanent income
hypothesis (LCPIH): è noto in letteratura (si veda a tal proposito Ahmed, 1986 e 1987;
Roubini, 1988) che un cambiamento “temporaneo” nella spesa pubblica può comportare sia
un deterioramento del bilancio pubblico sia di quello del saldo commerciale, mentre un
aumento della spesa pubblica di tipo permanente produce effetti trascurabili sul saldo della
bilancia dei pagamenti. In questo caso, infatti, i consumatori si attendono una riduzione del
loro reddito permanente e quindi non modificheranno il proprio sentiero di consumo.
Questi risultati sono comunque molto sensibili ai metodi usati per scomporre la spesa
pubblica nelle sue componenti permanente e transitoria.
Questo lavoro si differenzia dalle precedenti analisi per differenti ragioni: in primo
luogo, viene considerato un numero rilevante di economie industrializzate, laddove la
4
In questo caso, quindi, alla riduzione del risparmio nazionale e conseguente aumento del tasso di interesse si
accompagna sia una diminuzione degli investimenti nazionali e sia un afflusso di capitali dall’estero, con le
conseguenze sul saldo commerciale già viste precedentemente.
3
letteratura si è principalmente concentrata sugli USA e/o su altri paesi membri del G-7.
Infatti viene costruito un panel di 18 paesi OCSE (seguendo ogni paese lungo un arco
temporale che va dal 1973 al 1998), mentre altri lavori hanno seguito un approccio timeseries. Inoltre, il panel viene analizzato sia dal punto di vista statico, considerando gli effetti
contemporanei delle variabili esplicative sulla variabile dipendente, sia dal punto di vista
dinamico, aggiungendo valori ritardati delle variabili considerate.
Il lavoro è organizzato nel seguente modo: il paragrafo 2 presenta una rassegna dei
lavori empirici che hanno testato l’Equivalenza Ricardiana in economia aperta, mentre nella
sezione successiva (par. 3) si discute la metodologia utilizzata nel presente lavoro. I risultati
sono presentati nel paragrafo 4 e l’ultimo paragrafo fornisce alcune considerazioni
conclusive.
2. Letteratura empirica
A partire dal contributo di Barro, si è sviluppata un’ampia letteratura teorica ed
empirica che ha discusso le ipotesi piuttosto stringenti su cui si basa l’Equivalenza
Ricardiana ed ha cercato di valutarne la reale portata empirica: i risultati di questa
letteratura sono stati principalmente sintetizzati da Bernheim (1987) e Seater (1993) in
maniera fortemente contraddittoria, mentre Elmendorf e Mankiw (1999) concludono che la
soluzione non è univoca. Dal punto di vista empirico, molti lavori hanno testato
l’Equivalenza Ricardiana in economia chiusa, focalizzando l’attenzione sull’impatto del
debito sui consumi (Feldstein and Elmendorf, 1990; Kormendi, 1983; Graham, 1995) o sui
tassi di interesse (Evans, 1988; Seater, 1993); pochi studi hanno invece esaminato gli
effetti della proposizione ricardiana sul saldo commerciale.
Enders e Lee (1990) utilizzano un modello VAR per esaminare le relazioni fra spesa
pubblica, politica fiscale, consumi reale, saldo commerciale e tassi di interesse reali negli
Stati Uniti. Essi mostrano che, se il modello VAR viene stimato senza restrizioni, si
ottengono risultati incoerenti con il teorema della neutralità del debito, verificandosi un
consistente aumento del deficit commerciale. Al contrario, quando si testa in maniera
esplicita il modello di consumo intertemporale ottimale - in linea con Frenkel e Razin
(1987) - esso non può essere respinto e di conseguenza l’ipotesi di neutralità del debito è
accettata. Khalid e Guan (1999) confermano l’ipotesi dell’Equivalenza Ricardiana per
alcuni dei paesi membri del G7 (Stati Uniti, Regno Unito, Francia, Canada e Australia), in
4
un test in cui la relazione causale fra i disavanzi pubblici e commerciale viene testata
mediante un “modello di correzione dell’errore”; quando la stessa ipotesi è invece testata su
un campione di paesi in via di sviluppo (India, Indonesia, Pakistan, Egitto e Messico), i
risultati empirici non confermano l’ipotesi ricardiana, fatta eccezione per l’India.
Ahmed (1987) esamina la relazione fra spesa pubblica e saldo della bilancia dei
pagamenti per l’economia britannica attraverso un modello ad equazioni singole.
Considerando un orizzonte temporale di circa duecento anni (1732-1913), egli trova che,
nel periodo 1732-1830 (caratterizzato da vari episodi di guerra), aumenti temporanei della
spesa pubblica hanno determinato un deterioramento del saldo commerciale. Per il periodo
complessivo non esiste invece una relazione contemporanea tra le due variabili, mentre
valori ritardati della spesa pubblica hanno un effetto negativo sulla bilancia commerciale.
Inoltre, egli trova che - mantenendo fisso il livello della spesa pubblica - cambiamenti nel
valore reale del disavanzo di bilancio pubblico non hanno effetti sugli scambi commerciali,
supportando l’ipotesi ricardiana della neutralità delle modalità di finanziamento della spesa
pubblica sul livello dei consumi.
Normandin (1999) analizza esplicitamente la relazione causale tra i due deficit, come
risposta del saldo con l’estero ad un aumento del deficit pubblico dovuto ad una riduzione
delle tasse. Si dimostra che queste risposte sono determinate in generale dal tasso di natalità
e dalle proprietà stocastiche del saldo del bilancio pubblico. In particolare, se il tasso di
natalità è elevato, anche la risposta del deficit commerciale è elevata, perché un aumento
della popolazione implica una maggiore possibilità di scaricare sulle generazioni future
l’aumento delle tasse necessarie per ripagare il debito pubblico emesso. Solo nel caso in cui
il tasso di natalità è nullo, e quindi il futuro carico fiscale è supportato interamente dalla
generazione presente, le due grandezze non sono collegate, come previsto dall’Equivalenza
Ricardiana.
Lane e Perotti (1998) analizzano invece l’impatto dell’aumento dei salari nel settore
pubblico sulla produzione di beni esportabili intendendoli come un meccanismo attraverso
il quale la spesa pubblica e la tassazione influenzano il comportamento della bilancia
commerciale. La loro analisi coinvolge 17 paesi OCSE per il periodo 1960-1995 e mostra
un rilevante effetto di breve periodo della politica fiscale sulla bilancia commerciale.
5
3. Metodologia e dati
Nel presente lavoro si è scelto di utilizzare dati panel (detti anche longitudinali)
invece di serie storiche e cross-section, in quanto il loro uso offre una serie di vantaggi.
Infatti, una singola serie storica non è in grado di fornire informazioni sull'impatto di
differenti fattori, mentre un insieme di dati cross-section non può essere utilizzato per
un’analisi dinamica. I dati panel permettono di distinguere tra differenze intra-individuali e
inter-individuali e di costruire un modello ricorsivo in cui sia possibile evidenziare
l’esistenza di effetti non contemporanei tra la variabile dipendente e le variabili esplicative.
In secondo luogo, l’uso di tali dati consente di ridurre la distorsione derivante da problemi
di specificazione del modello: se gli effetti delle variabili omesse dal modello sono infatti
correlati con le variabili esplicative incluse, e questa correlazione non è tenuta
correttamente in conto, i risultati della stima possono essere distorti5. Infine, i dati
longitudinali consentono di utilizzare diversi gradi di libertà e di ridurre il problema della
multicollinearità: quando le variabili esplicative hanno due dimensioni è meno probabile
che siano fortemente correlate6.
In questo lavoro viene stimata la relazione tra deficit di bilancio e deficit
commerciale sia in un ambiente statico sia in un ambiente dinamico. Per quanto riguarda la
prima analisi, il modello ha la seguente forma:
BCit = β0 + β1BPit + β2SPit + β3REXit + β4TIRit + β5CMit + vit,
(1)
dove BC indica il saldo con l’estero, BP il saldo del bilancio pubblico, SP la spesa pubblica
in beni e servizi, REX il tasso di cambio reale effettivo, TIR il tasso di interesse reale a
lungo termine, e CM il tasso di crescita del più piccolo aggregato di moneta. Infine, v
rappresenta il termine di errore, indipendentemente distribuito come una normale con
media zero e varianza σ2. I pedici i e t indicano rispettivamente il paese e l’anno. Le prime
tre variabili sono espresse come percentuale sul PIL di ogni paese. I dati si riferiscono al
periodo 1973-1998 e sono tratti dalla banca dati International Financial Statistics del
Fondo Monetario Internazionale. Il panel di 18 paesi (Australia, Austria, Canada,
5
In particolare si possono identificare tre tipi di distorsione: quella derivante dall’omissione di variabili
rilevanti ai fini del fenomeno da spiegare, quella derivante dalla struttura dinamica del modello ed infine
quella dovuta alla simultaneità di alcune variabili.
6
Per un'analisi introduttiva dei modelli longitudinali si rimanda a Hsiao (1986), per una trattazione più
approfondita si può considerare Baltagi (2001).
6
Danimarca, Francia, Germania, Giappone, Islanda, Italia, Norvegia, Nuova Zelanda,
Olanda, Portogallo, Regno Unito, Spagna, Svezia, Svizzera e Usa) non è bilanciato, quindi
il metodo di stima è stato opportunamente modificato per tenere conto di questa
circostanza7.
La stima dell'eq. (1) viene realizzata mediante il metodo dei minimi quadrati (OLS)
con l’aggiunta delle dummy per ogni paese, in modo da catturare aspetti non osservabili che
caratterizzano ogni paese rispetto agli altri. Si tratta di un metodo che fornisce una stima
BLUE (best linear unbiased estimation) dei coefficienti del modello sotto l’ipotesi che
l’effetto-paese sia costante nel tempo. Nell’equazione (1) la neutralità del debito implica β1
= 0. Con riferimento alle altre variabili, l’Equivalenza Ricardiana non prevede nessun
particolare risultato, mentre nel modello convenzionale si prevedono i seguenti segni dei
coefficienti: variazioni nella spesa pubblica determinano un impatto negativo sull’avanzo di
partite correnti (β2 < 0); un aumento del tasso di cambio può aumentare le importazioni e
ridurre le esportazioni e di conseguenza l’avanzo di bilancia commerciale (β3 < 0); una più
alta crescita monetaria può essere neutrale nel lungo periodo o avere effetti negativi sulla
bilancia commerciale nel breve (β4 ≤ 0), un aumento della crescita del reddito reale fa
aumentare il consumo e quindi le importazioni e di conseguenza la dimensione dell’avanzo
commerciale (β5 < 0).
Nel modello dinamico, invece, si stima la seguente equazione:
BCit = β0BCit-1 + β1BCit-2 + β2BPit + β3BPit-1+ β4BPit-2 + β5SPit + β6SPit-1 + β7SPit-2
+ β7REXit+ β8REXit-1+ β9REXit-2 + β10TIRit + β11TIRit-1 + β12TIRit-2 + β13CMit
+ β14CMit-1+ β15CMit-2 + vit,
(2)
dove le variabili considerate sono le stesse della relazione precedente, con l’introduzione tra
le variabili esplicative, del valore ritardato di due periodi della variabile dipendente e delle
altre variabili indipendenti. L’introduzione di queste variabili ritardate è dovuta a due
ragioni. In primo luogo, dal punto di vista empirico, un paese in deficit (surplus)
commerciale nell’anno t tenderà a rimanere in deficit (surplus) anche nell’anno successivo.
In secondo luogo, si può prevedere che i tempi di trasmissione della politica fiscale non
7
Greene (1997, cap. 14) fornisce le formule utilizzate per stimare panel non bilanciati.
7
siano immediati e quindi un aumento del deficit pubblico necessiti di un certo periodo di
tempo prima di avere effetti reali, nel caso in analisi sul saldo commerciale.
In questo caso la stima OLS non è più BLUE ma si è in presenza di una consistente
distorsione che ha principalmente effetto sulla stima del coefficiente della variabile
endogena ritardata ed anche sulle altre variabili esogene. Per la dimensione del panel
utilizzato in questo lavoro, la distorsione della stima può essere anche del 20% rispetto alla
stima corretta. La distorsione è originata dalla circostanza che il valore ritardato della
variabile endogena è correlato con il termine di errore. Questa distorsione tende a zero
quando la dimensione temporale del campione, T, tende all’infinito. La stima dinamica è
pertanto ottenuta con il metodo delle variabili strumentali di Anderson e Hsiao (1982). In
particolare, consideriamo due varianti di questo metodo, in cui le variabili sono espresse
nelle differenze prime. Nella prima (AH-d) si usano come strumenti i valori ritardati di due
periodi delle differenze prime delle variabili indipendenti e ∆BCi,t-3 come strumenti per
BCi,t-1. Nella seconda (AH-l) si usano come strumenti i valori ritardati di due periodi delle
differenze prime delle variabili indipendenti e BCi,t-3 per BCi,t-1. Sebbene questi metodi
siano stati concepiti nell’ambito della microeconometria per panel con un grande numero di
individui ed un numero limitato di osservazioni nel tempo, ne è stata sostenuta la validità
anche in panel macroeconomici dove le due dimensioni possono essere simili (tra gli altri,
Judson e Owen, 1999). I valori attesi dei coefficienti delle variabili ritardate sono gli stessi
delle variabili al tempo t.
Le Tabelle 1 e 2 riportano rispettivamente le statistiche descrittive delle variabili
coinvolte nelle stime e la relativa matrice di correlazione. La tabella 2 evidenza un limitato
rischio di multicollinearità. Tuttavia, la correlazione tra deficit pubblico e spesa pubblica è
abbastanza elevata, per questo motivo i modelli empirici precedenti vengono stimati sia con
la spesa pubblica (poiché dal punto di vista teorico l’Equivalenza Ricardiana assume
l’inefficacia del timing della politica fiscale per un dato livello di spesa pubblica) che senza
di essa, per verificare la robustezza dei risultati empirici rispetto a questo problema di
correlazione dei dati.
(Tab. 1)
(Tab. 2)
8
4. Risultati empirici
Nei due successivi sottoparagrafi sono riportate le stime ottenute con i metodi
precedentemente descritti, dapprima considerando solo effetti contemporanei tra le variabili
in esame (panel statico), in seguito proseguendo con un’analisi dinamica.
4.1 Panel statico
La stima mediante OLS dell’equazione (1) mostra risultati abbastanza stabili nelle
diverse specificazioni (Tabella 3). Nelle stime che includono la spesa pubblica (colonne 13), l’unica variabile che risulta significativa è la spesa pubblica. Le altre variabili non
risultano mai significative sebbene spesso abbiano il segno atteso dalla teoria. In
particolare, il bilancio pubblico ha un valore opposto a quello previsto dal modello
convenzionale (come descritto nell’introduzione) ma non significativamente diverso da
zero, mostrando una forte evidenza a favore dell’Equivalenza Ricardiana. Le stime che
escludono la spesa pubblica dai regressori (4-5) non si discostano dalle precedenti. Per
verificare la significatività della relazione studiata utilizziamo il Wald test che svolge la
stessa funzione dell’F-test, e si distribuisce come un χ 2 con un numero di gradi di libertà
uguale al numero delle variabili della regressione esclusa la costante. Le statistica è
fortemente significativa indicando la correttezza della specificazione. R2 è abbastanza
elevato, indicando una buona capacità esplicativa del modello empirico.
(Tab. 3)
La stima precedente presuppone che i coefficienti delle equazioni siano identici per i
paesi grandi e per i paesi piccoli. Tuttavia, l’effetto del deficit pubblico nei due casi può
essere significativamente diverso per il diverso impatto che può provocare sugli
investimenti, come argomentato nell’introduzione. Per distinguere tra paesi grandi e piccoli
abbiamo rifatto la stima precedente dividendo i paesi in due sotto-campioni: gli stati
membri del G7 e tutti gli altri.
I risultati non si discostano in maniera sostanziale da quelli ottenuti in precedenza.
La Tabella 4 per i paesi del G7 mostra come l’unica variabile sempre significativa sia la
spesa pubblica, mentre le altre, ed in particolare il saldo del bilancio pubblico, non sono
mai significative. In queste stime si assiste ad una forte riduzione dell’R2.
9
(Tab. 4)
Anche i risultati della Tabella 5 per i paesi che non sono membri del G7 non si
discostano da quelli del campione completo. Le uniche variabili significative sono la spesa
pubblica, nelle stime in cui compare e il tasso di interesse reale. E’ interessante notare come
questa variabile differenzi il comportamento dei paesi “piccoli” rispetto a quelli “grandi”, i
quali non risultano subire effetti dall’aumento del tasso di interesse. Tuttavia, a differenza
dei risultati riportati nelle Tabelle 2 e 3, il livello di significatività tende a ridursi. In
contrasto con le stime riguardanti i paesi membri del G7, R2 è molto elevato.
(Tab. 5)
4.2 Panel dinamico
In primo luogo, i risultati della Tabella 6 mostrano un consistente effetto di
trascinamento nel saldo commerciale: il coefficiente di BCi,t-1 statisticamente maggiore di
zero generalmente ad un livello di significatività dell’1%, mentre quello di BCi,t-2 è
significamene negativo, indicando una tendenza ad un ribilanciamento della bilancia
commerciale dopo un certo periodo di tempo. In secondo luogo, il saldo di bilancio
pubblico è significativo. In terzo luogo, la spesa pubblica che nelle stime OLS era
significativa, in questo caso non lo è più. Infine, le altre variabili non risultano significative,
con l’eccezione del tasso di crescita della moneta ritardato di un periodo. Nelle stime (6) e
(7) vengono eliminate le variabili con due ritardi che non risultano significative nelle
precedenti stime. I risultati sono stabili, sia nella grandezza dei coefficienti stimati, sia nelle
loro significatività.
La statistica Wald afferma la corretta specificazione dei modelli. La statistica m2
testa l’ipotesi nulla di assenza di correlazione del secondo ordine nei residui delle
differenze prime. Si distribuisce come una normale con media zero e varianza 1. I risultati
sostengono la non esistenza di correlazione seriale.
(Tab. 6)
Le stime AH-l (Tabella 7) confermano i risultati delle precedenti stime dinamiche,
per quanto riguarda la neutralità del debito. Il coefficiente del saldo di bilancio pubblico
10
corrente è sempre significativo all’1%, con l’eccezione della stima (1). I precedenti risultati
riguardanti i valori ritardati del saldo commerciale vengono confermati, così come quello
relativo al saldo corrente del bilancio pubblico. Per quanto concerne le variabili di
controllo, diventa significativo TIRt-2 e si conferma il risultato relativo alla crescita della
quantità di moneta (CMt-1). In questo caso le stime ottenute eliminando le variabili ritardate
due volte che non risultano significative, presentano qualche differenza maggiore: BPt-1 è
significativo nella stima che include la spesa pubblica, mentre TIRt-2 in un caso perde e
nell’altro aumenta la propria significatività. Il valore ritardato di un periodo della crescita di
moneta, invece, vede inequivocabilmente aumentare la propria significatività nelle due
stime. Anche in questo caso la statistica Wald afferma la corretta specificazione dei modelli
e la statistica m2 non può rigettare l’ipotesi nulla di assenza di correlazione seriale, con
l’eccezione della stima (6).
(Tab. 7)
In questo caso non forniamo stime per i due sotto-campioni dei paesi appartenenti e
non al G7 in quanto riteniamo che l’efficienza e la significatività delle stime possa essere
compromessa: da una parte bisogna stimare un numero maggiore di parametri rispetto al
panel statico, dall’altra la numerosità campionaria risulta ridotta dalla presenza delle
variabili ritardate.
5. Conclusioni
I risultati presentati in questo lavoro rappresentano un tentativo di analizzare il
l’Equivalenza Ricardiana in economia aperta attraverso un modello longitudinale. In
particolare, sono stati analizzati 18 paesi OCSE per il periodo 1973-1998. Inoltre, lo studio
ha considerato sia il panel statico, sia quello dinamico. Rispetto alla relazione che lega il
deficit pubblico con il saldo con l’estero, i risultati del panel statico e di quello dinamico
sono in forte contrasto, con il primo che presenta una robusta evidenza a favore dell’ipotesi
dell’Equivalenza Ricardiana, mentre il secondo mostra un significativo effetto del saldo del
bilancio pubblico su quello della bilancia commerciale. Riteniamo che vi siano diverse
ragioni per sostenere che le stime dinamiche forniscano una più accurata descrizione della
realtà. In primo luogo, riconoscono l’esistenza di un effetto trascinamento che è
11
estremamente plausibile in un mondo in cui l’aggiustamento delle quantità non avviene in
maniera istantanea. In secondo luogo, dal punto di vista econometrico la maggiore
significatività di diverse variabili e delle diverse relazioni nel loro insieme, fa ritenere che
le stime dinamiche siano più in grado di catturare il fenomeno nella sua interezza. Infine,
questi risultati sono coerenti con la circostanza che nei sistemi fiscali contemporanei il peso
delle imposte distorsive sia predominante, rispetto ad altre forme (non distorsive o lumpsum) compatibili con l’Equivalenza Ricardiana. Tuttavia, la dimensione delle stime
puntuali del saldo di bilancio pubblico ed il loro livello di significatività fanno ritenere che
la miopia degli agenti economici sia limitata.
12
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13
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Seater, J. J. (1993). “Ricardian Equivalence”, Journal of Economic Literature, 31, 142-190.
14
Tab. 1 – Statistiche descrittive
Media
BC
-0,604
BP
2,239
SP
40,912
REX
101,840
TIR
3,120
CM
10,804
Tab. 2 – Matrice di correlazione
BC
BP
BC
1
0,32
BP
1
SP
REX
TIR
CM
Varianza
4,525
4,729
101,120
18,559
4,274
10,397
SP
0,61
0,44
1
Min.
-21,390
-10,233
8,299
50,330
-23,395
-13,705
REX
0,09
0,17
0,14
1
Max
9,060
21,060
65,055
174,810
17,048
43,802
TIR
0,30
-0,20
0,08
0,10
1
CM
-0,38
-0,07
-0,34
-0,52
-0,17
1
15
Tab. 3 – Stime OLS con effetti fissi
(1)
(2)
C
BP
SP
1,521**
(0,661)
0,023
(0,092)
0,009***
(0,001)
REX
TIR
1,420*
(0,776)
0,010
(0,100)
0,008***
(0,002)
-0,016
(0,019)
0,103**
(0,048)
CM
N
R2 corr.
Wald
476
0,689
219,4
[0,000]
391
0,666
707,3
[0,000]
(3)
(4)
(5)
1,906
(1,532)
0,006
(0,101)
0,007***
(0,002)
-0,018
(0,019)
0,108**
(0,047)
0,008
(0,017)
384
0,657
607,9
[0,000]
1,578
(0,459)
-0,005
(0,099)
1,214**
(0,539)
-0,005
(0,100)
-0,023
(0,019)
0,112**
(0,046)
-0,024
(0,019)
0,117***
(0,045)
0,005
(0,017)
384
0,654
9,258
[0,055]
391
0.663
6,111
[0,106]
I numeri tra parentesi tonda indicano gli standard error corretti per l’eteroschedasticità. I numeri tra parentesi
quadra sono i p-value dei rispettivi test. ** e *** indicano, rispettivamente, significatività al 5% ed all’1%.
Tab. 4 – Stime OLS con effetti fissi - paesi G7
(1)
(2)
C
BP
SP
1.495*
(0.840)
-0,039
(0,121)
0, 294**
(0,134)
REX
TIR
1.344**
(0.715)
-0,039
(0,114)
0,213**
(0,114)
-0,013
(0,015)
0,046
(0,062)
CM
N
R2 corr.
Wald
167
0,373
7,405
[0,025]
155
0,292
7,892
[0,096]
(3)
(4)
(5)
1.370*
(0.807)
-0,037
(0,151)
0,252***
(0,065)
-0,015
(0,016)
0,063
(0,060)
0,013
(0,031)
152
0,302
34,21
[0,000]
1.601**
(0.811)
-0,017
(0,154)
1.793**
(0.971)
-0,015
(0,141)
-0,013
(0,014)
0,096
(0,081)
-0,013
(0,014)
0,102
(0,077)
-0,023
(0,054)
152
0,246
7,912
[0,095]
155
0,265
8,112
[0,044]
I numeri tra parentesi tonde indicano gli standard error corretti per l’eteroschedasticità. I numeri tra parentesi
quadra sono i p-value dei rispettivi test. ***, ** e * indicano, rispettivamente, significatività all’1%, al 5% ed
al 10%.
16
Tab. 5 – Stime OLS con effetti fissi - paesi non G7
(1)
(2)
(3)
C
BP
SP
0,505
(0,567)
0,031
(0,111)
0,009***
(0,000)
REX
TIR
0,173***
(0,013)
0,029
(0,123)
0,007*
(0,004)
-0,021
(0,039)
0,104*
(0,054)
CM
N
R2 corr.
Wald
309
0,712
366,5
[0,000]
236
0,696
206,1
[0,000]
0,092***
(0,022)
0,024
(0,124)
0,008**
(0,004)
-0,024
(0,038)
0,106**
(0,051)
0,009
(0,021)
232
0,687
137,9
[0,000]
(4)
(5)
0,080***
(0,025)
0,012
(0,122)
0,085***
(0,026)
0,012
(0,124)
-0,038
(0,033)
0,114**
(0,049)
-0,034
(0,035)
0,116**
(0,047)
0,006
(0,015)
232
0,684
8,201
[0,084]
236
0,693
8,122
[0,090]
I numeri tra parentesi tonde indicano gli standard error corretti per l’eteroschedasticità. I numeri tra parentesi
quadra sono i p-value dei rispettivi test. ***, ** e * indicano, rispettivamente, significatività all’1%, al 5% ed
al 10%.
17
Tab. 6 – Stime IV (AH-d)
(1)
(2)
BCt-1
BCt-2
BPt
BPt-1
BPt-2
SPt
SPt-1
SPt-2
0,345
(0,519)
-0,106
(0,076)
0,088**
(0,035)
0,095*
(0,054)
0,020
(0,031)
-0,012
(0,037)
0,027
(0,042)
-0,009
(0,012)
REXt
REXt-1
REXt-2
TIRt
TIRt-1
TIRt-2
CMt
CMt-1
CMt-2
N
Wald
m2
398
149,0
[0,000]
-0,875
[0,382]
(3)
(4)
(5)
(6)
(7)
0,885
1,122*
0,896
1,129*
1,266** 1,264**
(0,591)
(0,657)
(0,595)
(0,671)
(0,606)
(0,617)
-0,259*** -0,262*** -0,260*** -0,260*** -0,275*** -0,272***
(0,066)
(0,068)
(0,067)
(0,069)
(0,087)
(0,089)
0,138*** 0,157*** 0,137*** 0,155*** 0,137*** 0,133***
(0,031)
(0,042)
(0,032)
(0,042)
(0,053)
(0,051)
0,023
0,004
0,025
0,006
0,025
0,029
(0,049)
(0,044)
(0,049)
(0,043)
(0,050)
(0,049)
0,006
0,003
0,010
-0,002
(0,093)
(0,075)
(0,072)
(0,078)
-0,023
-0,063
-0,054
(0,031)
(0,047)
(0,043)
0,044
0,075
0,053
(0,032)
(0,056)
(0,049)
-0,011
-0,007
(0,013)
(0,019)
-0,015
-0,015
-0,016
-0,015
-0,014
-0,014
(0,022)
(0,022)
(0,022)
(0,022)
(0,021)
(0,021)
-0,025
-0,017
-0,025
-0,016
-0,011
-0,011
(0,021)
(0,026)
(0,021)
(0,027)
(0,028)
(0,027)
0,016
0,025
0,015
0,024
(0,019)
(0,018)
(0,019)
(0,018)
-0,035
-0,035
-0,034
-0,034
-0,048
-0,048
(0,040)
(0,047)
(0,041)
(0,048)
(0,047)
(0,047)
-0,002
-0,006
-0,001
-0,003
-0,027
-0,025
(0,043)
(0,048)
(0,043)
(0,047)
(0,046)
(0,044)
0,072
0,084
0,073
0,085
(0,049)
(0,056)
(0,050)
(0,057)
0,021
0,021
-0,003
-0,003
(0,019)
(0,020)
(0,023)
(0,023)
-0,040**
-0,039** -0,053*** -0,051***
(0,019)
(0,018)
(0,018)
(0,017)
-0,013
-0,013
(0,016)
(0,015)
329
329
329
322
341
341
557,7
559,4
204,0
373,2
413,8
174,2
[0,000]
[0,000]
[0,000]
[0,000]
[0,000]
[0,000]
0,788
0,638
0,854
0,644
-0,440
-0,4904
[0,431]
[0,523]
[0,393]
[0,520]
[0,660]
[0,624]
Le variabili sono espresse come differenze prime. I numeri tra parentesi tonda indicano gli standard error
corretti per l’eteroschedasticità. I numeri tra parentesi quadra sono i p-value dei rispettivi test. ***, ** e *
indicano, rispettivamente, significatività all’1%, al 5% ed al 10%.
18
Tab. 7 – Stime IV (AH-l)
(1)
(2)
BCt-1
BCt-2
BPt
BPt-1
BPt-2
SPt
SPt-1
SPt-2
REXt
REXt-1
REXt-2
TIRt
TIRt-1
TIRt-2
CMt
CMt-1
CMt-2
N
Wald
m2
(3)
(4)
0,760*** 1,076*** 0,965*** 1,051***
(0,105)
(0,109)
(0,049)
(0,115)
-0,097*** -0,286*** -0,239*** -0,282***
(0,031)
(0,086)
(0,050)
(0,086)
0,087* 0,143*** 0,150*** 0,141***
(0,046)
(0,035)
(0,031)
(0,035)
0,034
0,049
0,020
0,054
(0,053)
(0,041)
(0,053)
(0,040)
-0,018
-0,047
-0,005
-0,048
(0,034)
(0,044)
(0,046)
(0,044)
-0,007
-0,028
-0,065
(0,029)
(0,028)
(0,039)
0,024
0,052
0,079*
(0,040)
(0,041)
(0,044)
-0,014
-0,015
-0,012
(0,021)
(0.019)
(0,021)
-0,025
-0,015
-0,025
(0,020)
(0,018)
(0,020)
-0,015
-0,016
-0,015
(0,021)
(0,021)
(0,021)
0,021
0,017
0,019
(0,015)
(0,014)
(0,015)
-0,037
-0,034
-0,036
(0,048)
(0,048)
(0,048)
0,001
-0,008
0,002
(0,059)
(0,049)
(0,057)
0,079*
0,077*
0,078*
(0,047)
(0,042)
(0,047)
0,020
(0,021)
-0,051**
(0,022)
-0,013
(0,016)
417
330
323
330
155,5
583,3
702,2
167,2
[0,000]
[0,000]
[0,000]
[0,000]
-1,099
0,225
0,276
-0,379
[0,272]
[0,822]
[0,783]
[0,705]
(5)
(6)
(7)
0,986*** 0,369*** 1,167***
(0,113)
(0,103)
(0,102)
-0,237*** -0,153*** -0,257***
(0,051)
(0,054)
(0,077)
0,148*** 0,127*** 0,151***
(0,031)
(0,039)
(0,041)
0,024
0,074**
-0,004
(0,052)
(0,037)
(0,061)
-0,009
(0,047)
-0,153
(0,138)
-0,126
(0,128)
-0,016
-0,014
-0,003
(0,018)
(0,017)
(0,015)
-0,015 -0,031*** -0,013
(0,021)
(0,012)
(0,021)
0,015
(0,014)
-0,032
-0,018
-0,034
(0,048)
(0,043)
(0,057)
-0,006
-0,004
0,022
(0,048)
(0,030)
(0,053)
0,077*
0,052
0,095**
(0,042)
(0,036)
(0,042)
0,020
0,010
-0,003
(0,021)
(0,014)
(0,029)
-0,049** -0,019*** -0,048***
(0,022)
(0,007)
(0,016)
-0,011
(0,015)
323
340
340
560,6
301,2
201,0
[0,000]
[0,000]
[0,000]
0,285
2,610
-0,2917
[0,776]
[0,009]
[0,770]
Le variabili sono espresse come differenze prime. I numeri tra parentesi tonde indicano gli standard error
corretti per l’eteroschedasticità. I numeri tra parentesi quadra sono i p-value dei rispettivi test. ***, ** e *
indicano, rispettivamente, significatività all’1%, al 5% ed al 10%.
19
