El valor asignado al parámetro
n
puede obtenerse de las series de horas trabajadas en lugar de la serie de empleo para tomar en cuenta la mano de obra efectiva durante un período, así como para capturar los efectos cíclicos que pudieran observarse a través del tiempo. En particular, to- mado en cuenta el incremento promedio de las horas trabajadas en el período 1991-06, el valor que se le imputa al parámetro que representa el crecimiento en la fuerza laboral es den
= 0,015. El valor asignado para la depreciación del stock de capital es de
= 0,06.Los valores de los parámetros
y
resultan de un importante interés económico, dado que en buena medida determinan la dinámica transicional de la economía, y de los niveles de equilibrio de largo plazo de las expre- siones (13) y (14). Llamativamente, sin embargo, la relevancia de estos dos parámetros no se corresponde con la reducida cantidad de estudios empíricos con los que se cuenta para el caso de la economía argentina. En este trabajo nos basaremos en la evidencia encontrada por Ahumada y Garegnani (2004) estimada para la economía argentina utilizando datos trimestrales para el período 1980:1-2003:3, y en el estudio realizado por Ogaki, Ostry y Reinhart (1996) para una muestra de países con distintos niveles de ingreso para los años 1985-1993. Si bien ambos estudios apun- tan en la dirección de que la aversión al riesgo es mayor en las economías emergentes que en las economías desarrolladas, existe algún grado de discrepancia en las magnitudes del valor del parámetro
. En el caso de Ahumada y Garegnani (2004), la mediana de las distintas metodologías utilizadas resulta en un rango de dos desvíos estándares que va desde 2,9 a 4,9, mientras que en el caso de Ogaki, Ostry y Reinhart (1996) el rango estimado para el parámetro
es significativamente inferior, de 1,3 a 2,4. Dado que dicho parámetro es la inversa de la elasticidad de sustitución intertemporal, entonces, la primera estimación implica una menor elastici- dad de sustitución. Las diferencias de magnitud entre los resultados en- contrados por Ogaki, Ostry y Reinhart (1996) y los de Ahumada y Garegnani (2004) son similares a las diferencias que se encuentran entre los primeros y las estimaciones recientes realizadas por Isser y Piqueira (2000) para el caso de Brasil. En particular, mientras que Ogaki, Ostry y Reinhart (1996) encuentran, para el caso de Brasil, valores de
que caen dentro del rango60
definido en dos desvíos estándares alrededor del valor medio entre 1,3 y 2,4, Isser y Piqueira (2000) encontraron que para datos anuales correspon- dientes al período 1975-1994, la mediana de las distintas metodologías de cálculo utilizadas para esa economía se situaba entre 4,6 y 5,2. Los ran- gos encontrados para el estimador del parámetro
indicarían que los con- sumidores de la economía argentina tienen una tasa de sustitución intertemporal del consumo más baja que en los países desarrollados. Los valores que se utilizan en el texto surgen de tomar dos desvíos estándar de la mediana de los diferentes métodos de estimación (Ver Tabla 7).Tabla 7/ Coeficientes de aversión al riesgo
(Ahumada y Garegnani, 2004)Tabla 8/ Tasa de descuento intertemporal
(Ahumada y Garegnani, 2004)En el caso del valor de la tasa de preferencia intertemporal
, Ahumada y Garegnani (2004) reportan un valor anualizado que, tomado la misma amplitud para el rango que la utilizada para el resto de los parámetros,Coeficiente de aversión al riesgo
Valor estimado Desvíoestándar Límite Superior Límite Inferior
Método 1 0,4123 0,0788 0,4911 0,3335 Método 2 0,3778 0,0944 0,4722 0,2834 Método 3 0,3631 0,1265 0,4896 0,2366 Método 4 0,4100 0,0860 0,4960 0,3240 Mediana de Métodos 0,3939 -- 0,4904 0,3037 Valor Anualizado 3,7751 -- 4,9335 2,8888
Fuente: Ahumada y Garegnani (2004)
Tasa de descuento intertemporal
Valor estimado Desvíoestándar Límite Superior Límite Inferior
Método 1 0,9912 0,0026 0,9938 0,9886 Método 2 0,9906 0,0026 0,9932 0,9880 Método 3 0,9904 0,0027 0,9931 0,9877 Método 4 0,9919 0,0027 0,9946 0,9892 Mediana de Métodos 0,9909 -- 0,9935 0,9883 Valor Anualizado 0,0372 -- 0,0264 0,0482
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se sitúa entre 0,026 y 0,048 (ver Tabla 8). Un último comentario están orden: las estimaciones basadas en la conducta maximizadora de los agentes supone, por definición, que no existen restricciones de liquidez por parte de los consumidores, algo que no es evidente en el caso de los países en desarrollo. Al respecto, existe sustancial evidencia empírica que sugiere que esto no siempre resulta de esta forma.
Para estimar el valor del coeficiente que indica la participación de la remuneración de los asalariados en el ingreso
de la función de produc- ción Cobb-Douglas, se siguió el enfoque de Gollin (2002) que realiza una serie de ajustes para contemplar por el hecho de que en las economías en desarrollo se suele subestimar la fracción del ingreso bruto mixto que se asigna a la remuneración del trabajo asalariado. En el caso argentino en particular, se ha argumentado con frecuencia que este es el caso, sugiriéndose la existencia de una gran cantidad de cuentapropistas. Haciendo los ajustes requeridos por la metodología propuesta por Gollin (2002) (ver Anexo A.2), se asigna a
un valor de 0,52.Por último, el valor del parámetro