América Latina y el Caribe: explorando el consumo desde
la hipótesis de la renta permanente
1Doctor en Ciencias Económicas por la Universidad Nacional de Asunción, Paraguay. Máster en
Economía por la American University, Washington DC. Licenciado en Economía por la Universidad
Católica de Asunción, Paraguay. Desempeñó funciones en la Secretaría Técnica de Planificación de
Paraguay y como Profesor de Economía. Fue Encargado de Negocios de Paraguay en Portugal y
Embajador ante Cuba, Haití y República Dominicana. Actualmente es asesor de empresas e
investigador del Centro de Investigación del Chaco Americano de la Fundación Manuel Gondra,
Paraguay. Correo electrónico: ldlaino@yahoo.com. Orcid: https://orcid.org/0000-0003-2616-011X.
Latin America and the Caribbean: exploring consumption from the
permanent income hypothesis
L u i s D o m i n g o L a i n o G u a n e s1
Fecha de recepción: 23 de agosto de 2024
Fecha de aceptación: 29 de enero de 2025
Resumen
El objeto del presente estudio es constatar la hipótesis de la renta permanente mediante una
función de consumo de países de América Latina y el Caribe. Se plantea una ecuación que
asocia el consumo de los hogares al ingreso corriente y al ingreso de largo plazo para 14
países latinoamericanos y caribeños en el periodo 2004-2023, utilizando la base de datos
Indicadores del Desarrollo del Banco Mundial. Mediante la técnica de datos de panel se
obtienen resultados que no verifican una relación entre el consumo y el ingreso de largo
plazo, tanto a través del modelo de efectos fijos como del modelo de efectos aleatorios. En
ambos casos, el ingreso del periodo anterior y la tasa de interés real no afectarían al consumo
de los hogares, lo que no permite constatar el cumplimiento de la hipótesis de la renta
permanente. Los resultados sin embargo verifican una relación entre el consumo y el ingreso
corriente que se enmarca en la teoría keynesiana.
Palabras clave: Consumo, Renta permanente, Datos de panel
Summary
The purpose of this study is to verify the permanent income hypothesis through a
consumption function of Latin American and Caribbean countries. An equation that
associates household consumption with current income and long-term income for 14 Latin
American and Caribbean countries in the period 2004-2023 is proposed, using the World
Bank's Development Indicators database. Using the panel data technique, obtained results do
not verify a relationship between consumption and long-term income, both through the fixed
effects model and the random effects model. In both cases, the income of the previous period
and the real interest rate would not affect household consumption, which does not allow to
verify compliance with the permanent income hypothesis. The results, however, verify a
relationship between consumption and current income which is framed within Keynesian
theory.
Keywords: Consumption, Permanent income, Panel data
1. Introducción
Los Indicadores del Desarrollo del Banco Mundial señalan que en 2023 el Gasto de Consumo
Final de los hogares en América Latina y el Caribe fue preliminarmente de USD 4,748,813
millones y representó al 67% del Producto Interno Bruto. Durante el periodo comprendido
entre los años 2004 y 2023 el gasto de consumo en la región tuvo un crecimiento promedio
anual de 7% (BM, 2023).
De acuerdo con la Comisión Económica para América Latina y el Caribe de las Naciones
Unidas la expansión del consumo en los hogares de la región en los últimos años aumentó el
bienestar de sectores de la población que tradicionalmente no tenían acceso a determinados
bienes y servicios. No obstante, el patrón del consumo continúa siendo fuertemente
procíclico y volátil, con una inclinación al consumo privado más estratificado según ingresos
(CEPAL, 2014).
Considerando los efectos del consumo en la calidad de vida y el crecimiento económico, así
como en la generación de contaminación y gastos de energía, reviste importancia profundizar
en su análisis en el marco de la expansión del consumo en Latinoamérica y el Caribe.
Desde la Gran Depresión de la década de 1930 y en la búsqueda de definir qué determina el
producto de la economía, John Maynard Keynes se constituyó en el pionero del análisis del
consumo, especificando una función que expresa la interacción entre las variables consumo
e ingreso (Monges, 2000). Básicamente, la principal hipótesis del modelo keynesiano es que
el ingreso real es el determinante más importante del consumo en el corto plazo (Ianole y
Druica, 2015).
Keynes (2001) planteó en la “La teoría general de la ocupación, el interés y el dinero” que la
que las personas están dispuestas, por regla general y en promedio, a aumentar su consumo
a medida que su ingreso crece, aunque no tanto como el crecimiento de su ingreso. En
consecuencia, la variación en el consumo y el ingreso tienen el mismo signo, pero la variación
en el consumo es menor.
Por varios años el modelo keynesiano dominó el análisis económico del consumo. Con
posterioridad, ciertos estudios empíricos constataron algunas irregularidades de la función
keynesiana y fueron surgiendo modelos alternativos con la introducción de otras variables
explicativas. En este sentido, Irving Fisher argumenta la noción de que el consumidor
anticipa su ingreso futuro y se enfrenta a elecciones intertemporales (Ángel, 2012).
El análisis de Fisher fue la base de las dos teorías modernas básicas del consumo: la teoría
de la “renta permanente”, relacionada con Milton Friedman, premio Nobel de Economía
1976; y la teoría del “ciclo vital”, relacionada con Franco Modigliani, Nobel de Economía
1985, ambas parecidas y enfocadas en los fundamentos microeconómicos.
Friedman y Modigliani principalmente difieren en la manera en que las fuentes del ingreso
son consideradas, con lo cual aparecen otras variables explicativas del consumo: la riqueza
o activo de los hogares y la demografía o ciclo de vida. De esta forma, las teorías del ingreso
permanente y del ciclo vital sugieren una propensión marginal a consumir la renta actual
mucho menor que la que se estima a partir del modelo keynesiano (Ángel, 2012).
Tanto el modelo del ciclo de vida como el de la renta permanente se basan en que el consumo
en un periodo particular depende de las expectativas sobre el ingreso para toda la vida y no
solo del ingreso del periodo en curso. Estos análisis dan énfasis a la forma en que las familias
reparten su ingreso entre consumo y ahorro para maximizar su utilidad. La elección depende
así no solamente del ingreso corriente, como en el modelo keynesiano, sino también del
ingreso futuro esperado y de la tasa de interés (Sachs y Larraín, 1994).
Por otra parte, a fines de 1970 Robert Hall resalta las dos teorías citadas como las más
aceptadas y deriva sus primeras implicaciones basado en la idea de las expectativas racionales
de Robert Lucas, premio Nobel de Economía 1995. Hall demuestra que, si la hipótesis de la
renta permanente fuera exacta y los agentes tuvieran expectativas racionales, los cambios del
consumo en el tiempo serían imprevisibles, concluyendo que el consumo seguiría un paseo
aleatorio. Si bien la investigación de Hall es de importancia y empíricamente válida, se
considera que no es de utilidad para el análisis de los efectos de la política económica (Ángel,
2012).
Teniendo en cuenta determinantes del consumo planteados por la hipótesis de la renta
permanente, este estudio propone una función del consumo de los hogares en América Latina
y el Caribe incluyendo al ingreso de largo plazo. En la siguiente sección se especifica la
función de consumo y se revisa la literatura respectiva. Luego, en la sección de análisis de
resultados, se contrasta a través de la técnica de datos de panel la hipótesis de la renta
permanente, con el ingreso corriente, el ingreso del periodo anterior y la tasa de interés real
como variables explicativas para 14 países latinoamericanos y caribeños en el periodo 2004-
2023. Se presenta seguidamente una sección de discusión de los resultados, antes de abordar
finalmente las conclusiones del estudio.
2. Especificación de la función de consumo
La teoría de ciclo vital desarrollada por Modigliani y otros economistas considera que la
estructura de la población por edades es un importante determinante de la conducta del
consumo y del ahorro. Por su parte, y al igual que la hipótesis del ciclo vital, la teoría de la
renta permanente sostiene que el consumo está relacionado con una estimación a largo plazo
(Dornbusch y Fischer, 1994).
Respecto a la teoría de la renta permanente, Friedman presentó en la década de 1950 el
estudio clásico: “Una teoría de la función de consumo”, planteando la idea de que el consumo
no depende solamente del ingreso corriente. Según Friedman, el ingreso y el consumo pueden
ser separados en permanente y transitorio. Ejemplifica su argumento señalando que si un
individuo recibe un pago quincenal no gastaría todo ese salario el mismo día que lo recibe
(Ángel, 2012).
No obstante, Ángel (2012) afirma que no está dicha la última palabra con relación al consumo
y todo análisis empírico puede aportar a la comprensión de su comportamiento. Al respecto,
divide el gasto de consumo en consumo de bienes durables y consumo de bienes no durables,
prestando principal atención a los bienes durables por su comportamiento cíclico, su
sensibilidad a las variables demográficas y por ser el componente más volátil del consumo.
Los determinantes del consumo de bienes durables pueden ser económicos y demográficos.
Entre los primeros están el ingreso disponible, la riqueza, el stock de bienes durables, los
precios relativos, la tasa de interés, el gasto en el sector inmobiliario y los determinantes
psico-económicos. Entre los determinantes demográficos están la edad de la familia o edad
del jefe del hogar, el estado marital, y el tamaño y composición de la familia (Ángel, 2012).
Se enfoca el presente estudio en los determinantes económicos del consumo de los hogares
asociados a la hipótesis de la renta permanente. De esta forma y siguiendo a Sachs y Larraín
(1994) que indican que el problema del modelo keynesiano es la no consideración del papel
de las tasas de interés y el ingreso futuro, se incorporan junto al ingreso corriente variables
asociadas al ingreso de largo plazo como el ingreso futuro esperado y la tasa de interés,
especificándose la ecuación 1 para datos de panel en versión logarítmica:
(1)
Donde:
Cit es la variable dependiente consumo corriente, representada por el Gasto de Consumo
Final de los hogares (GCF) a precios constantes de 2015, expresada en dólares
estadounidenses y medida para la unidad de corte transversal i en el periodo t;
Yit es la variable independiente ingreso corriente, representada por el Producto Interno Bruto
(PIB) a precios constantes de 2015, expresada en dólares estadounidenses y medida para la
unidad de corte transversal i en el periodo t;
Yit-1 es la variable independiente ingreso del periodo anterior, representada por el PIB a
precios constantes de 2015 del año anterior, expresada en dólares estadounidenses y medida
para la unidad de corte transversal i en el periodo t;
Rit es la variable independiente tasa de interés real, expresada en porcentaje y medida para
la unidad de corte transversal i en el periodo t;
B0 es la constante de la ecuación;
B1, B2 y B3 son los parámetros que representan a los coeficientes de las variables
independientes; y
eit es el término de error.
La versión logarítmica es de utilidad para estabilizar la varianza de los errores y abordar
problemas de no linealidad, pero los resultados deben ser interpretados en términos de
elasticidad y no en términos de unidades monetarias absolutas.
Por su parte, la técnica de datos de panel combina datos de corte transversal y de serie
temporal, y su aplicación tiene como objetivo poder captar la heterogeneidad no observable
entre las unidades y en el tiempo, lo que hace posible el análisis de los efectos individuales
específicos y los efectos temporales (Baronio y Vianco, 2014).
Las unidades de corte transversal son los siguientes 14 países latinoamericanos y caribeños:
Bahamas, Belice, Bolivia, Brasil, Colombia, Costa Rica, Guatemala, Haití, Honduras,
México, Nicaragua, Paraguay, Perú y República Dominicana. No fueron incluidos otros
países de la región por no contarse con datos completos del lapso comprendido entre 2004-
2023 (periodo t).
La ecuación fue estimada con datos anuales del periodo 2004-2023 separados en 14 paneles,
uno por cada país. La fuente de esta información es la base de datos Indicadores del
Desarrollo del Banco Mundial. La variable dependiente, GCF o consumo corriente, es el
valor de mercado de todos los bienes y servicios adquiridos por los hogares, incluidos los
productos duraderos como automóviles, lavadoras y computadoras domésticas, expresado en
dólares estadounidenses a precios constantes de 2015. Excluye las compras de viviendas,
pero incluye el alquiler imputado de las viviendas ocupadas por sus propietarios (BM, 2023).
En cuanto a las variables independientes, el PIB o ingreso corriente es la suma del valor
agregado bruto de todos los productores residentes en la economía más los impuestos sobre
los productos y menos los subsidios no incluidos en el valor de los productos. La variable
ingreso del periodo anterior es el PIB del año anterior y la tasa de interés real es la tasa de
interés crediticia expresada en porcentaje y ajustada por la inflación (BM, 2023).
La técnica de datos de panel puede ser estimada mediante: (i) el modelo de regresión lineal
bajo el método de Mínimos Cuadrados Ordinarios para datos Combinados (MCOC); (ii) el
modelo de Efectos Fijos (EF); y (iii) el modelo de Efectos Aleatorios (EA). La determinación
del modelo más adecuado se realizó mediante los contrastes de Breusch-Pagan y de
Hausman, utilizándose el programa estadístico Gnu Regression, Econometrics and Time-
series Library (GRETL) versión 2024b. Se realizó previamente un contraste para comprobar
la normalidad del error y se aplicaron pruebas gráficas para verificar la presencia de
problemas de heterocedasticidad y autocorrelación.
3. Análisis de resultados
Con los datos del periodo 2004-2023 se estimó la función de consumo mediante los tres
modelos para datos de panel: (i) modelo 1 (Mínimos Cuadrados Ordinarios para datos
Combinados, MCOC); (ii) modelo 2 (Efectos Fijos, EF); y (iii) modelo 3 (Efectos Aleatorios,
EA). En los tres casos se realizó la estimación por desviaciones típicas robustas, lo cual es
recomendable ante la detección de heterocedasticidad y autocorrelación (Greene, 2003).
En los modelos 1 (MCOC) y 3 (EA) no puede asumirse una distribución normal del error, al
rechazarse las hipótesis nulas con valores p significativos al nivel del 1%. No obstante, el
modelo 3 se aplica a través de Mínimos Cuadrados Generalizados (MCG) lo que proporciona
flexibilidad en relación con la normalidad del error (Greene, 2003). Con relación al modelo
2 (EF), no se rechaza la hipótesis nula y puede asumirse una distribución normal.
Se realizaron los contrastes de Breusch-Pagan y de Hausman para la identificación del
modelo de datos de panel más adecuado. El multiplicador Lagrange de Breusch-Pagan arrojó
un valor p significativo al nivel del 1%, con lo cual se rechaza la hipótesis nula de que el
modelo MCOC es el adecuado, en favor del modelo de EA.
Por su parte, el contraste de Hausman que establece la hipótesis nula de que el modelo de EA
es consistente, en contra del modelo de EF, arrojó un valor p no significativo al nivel del 1%,
lo que indica que no puede rechazarse la hipótesis nula. Al nivel del 5%, el valor p es
significativo e implica el rechazo de la hipótesis nula en favor del modelo de EF. En
consecuencia, se consideraron tanto el modelo 2 (EF) como el modelo 3 (EA) en el análisis
de los resultados obtenidos.
Se presentan en las tablas 1 y 2 los principales resultados:
Tabla 1: Resumen de resultados
Modelo 1: MCOC
Modelo 2: EF
Modelo 3: EA
(MCG)
const
−0,297545
(0,503960)
−1,59540*
(0,806970)
−1,28926**
(0,615573)
ln Yit
0,941810***
(0,208709)
0,988575***
(0,0830223)
0,968593***
(0,0828546)
ln Yit-1
0,0529795
(0,197572)
0,0609897
(0,0720381)
0,0688323
(0,0760815)
ln Rit
−0,0246317
(0,0143077)
−0,0030777
(0,0040469)
−0,0041772
(0,0042110)
Variable dependiente: ln Cit
*** significativo al nivel del 1%, ** sig. al nivel del 5%, * sig. al nivel del 10%
Desviaciones típicas robustas, desviaciones típicas entre paréntesis
Fuente: elaboración propia con datos de resultados obtenidos
Tabla 2: Contrastes de Breusch-Pagan y de Hausman
Contraste de Breusch-Pagan:
Hipótesis nula: [Varianza del error específico a la unidad = 0]
Estad. de contraste asintótico: Chi-cuadrado (1) = 1650,01 con valor p = 0
Contraste de Hausman:
Hipótesis nula: [Los estimadores de MCG son consistentes]
Estad. de contraste asintótico: Chi-cuadrado (3) = 10,0321
con valor p = 0,0182956
Fuente: elaboración propia con datos de resultados obtenidos
Tanto el modelo de EF como el de EA cuentan con poder explicativo. En ambos casos, la
variable ingreso corriente (Yit) presenta un coeficiente de signo positivo estadísticamente
significativo al nivel del 1%. Teniéndose en cuenta que la ecuación se especificó en versión
logarítmica, los coeficientes indican que ante un aumento de 1% en el ingreso corriente, el
consumo corriente (Cit) se incrementa en 0,988575% en el modelo 2 (EF) y en 0.968593%
en el caso del modelo 3 (EA).
En relación con las dos variables explicativas restantes, ingreso del periodo anterior (Yit-1)
y tasa de interés real (Rit), en ambos modelos el valor p indica que la hipótesis nula de no
significatividad individual no puede ser rechazada, por lo cual sus coeficientes no son
estadísticamente significativos.
4. Discusión
Mediante la técnica de datos panel se obtuvo la estimación de la función de consumo
planteada para los 14 países latinoamericanos y caribeños considerados en el periodo 2004-
2023. Mediante el modelo de efectos fijos y el modelo de efectos aleatorios, las dos
variables explicativas vinculadas a la hipótesis de la renta permanente arrojan resultados
estadísticamente no significativos.
En ambos modelos, el ingreso del periodo anterior y tasa de interés real no afectarían al
consumo de los hogares, lo cual no respalda el planteamiento fundamental de la hipótesis
de la renta permanente de que el consumo no depende únicamente del ingreso corriente
sino también del ingreso promedio o esperado. No obstante, en ambos casos los signos de
los coeficientes se enmarcan en lo esperado, presentando el ingreso del periodo anterior
signo positivo y la tasa de interés real signo negativo.
En cuanto al ingreso corriente, los resultados presentan una fuerte relación con el consumo
e indican que por un aumento en el ingreso del 1% el consumo de los hogares se
incrementaría en 0.99% en el modelo de efectos fijos y en 0.97% en el modelo de efectos
aleatorios. Se verifica así una relación inelástica concordante con lo planteado por la teoría
keynesiana.
Con relación a los resultados obtenidos, ciertos estudios empíricos señalan que solo una
reducida parte de la conducta del consumidor es explicada por las teorías de la renta
permanente y del ciclo vital. Las principales razones de ésto serían que los individuos no
fueran tan previsores, el deseo de dejar herencia, los planes de jubilación y los límites a los
préstamos financieros (Ángel, 2012).
Sobre las restricciones para el endeudamiento, Farmer (1999) asevera que, si bien los
economistas keynesianos están de acuerdo en que los hogares utilizan el mercado de
capitales para suavizar los ingresos, no lo están en la noción de que el mercado funcione lo
bien que podría. Si funcionara correctamente, señalan que el consumo debería ser menos
volátil de lo que realmente es, y la razón de que no lo sea sería la dificultad para prestar
dinero por parte de las familias.
En otro orden, debe señalarse que la premisa asumida por Friedman en su teoría de la renta
permanente es que las familias ajustan su gasto a variaciones en sus expectativas de
ingresos a largo plazo, eludiendo los cambios transitorios en sus ingresos corrientes. Pero la
renta permanente no es observable y depende de las expectativas del ingreso futuro,
teniendo que considerarse la formación de expectativas en su medición (Liquitaya, 2013).
De hecho, Liquitaya (2013) verifica la pertinencia de una función de consumo bajo la
hipótesis de la renta permanente y el proceso de formación de expectativas adaptables en 19
países de América Latina para el período 1990-2010, obteniendo una elasticidad-consumo
en el corto plazo respecto al ingreso corriente menor que la de largo plazo respecto al
ingreso permanente. Sin embargo, resalta que de acuerdo con la evidencia los hogares no
suavizan su gasto en consumo ante variaciones de su ingreso corriente en todos los casos.
Otro estudio que estima una función de consumo agregado para la economía de Ecuador
durante el periodo 2000-2018 concluye que el gasto de consumo de los hogares responde
más a los cambios en el ingreso permanente que a los cambios en el ingreso transitorio,
evidencia en favor de la hipótesis de la renta permanente (Solano y Banderas, 2019). Por
otra parte, Ruperti et al. (2019) concluyen en un análisis de la relación entre consumo e
ingreso permanente per cápita para Ecuador en el período 1950-2014 que existe una
relación robusta a corto y largo plazo según el marco keynesiano.
En una investigación sobre el consumo en Colombia, Casas y Gil (2011) examinan las
hipótesis de Keynes, Friedman, Modigliani y Hall. Concluyen que en el periodo 2000-2010
la hipótesis keynesiana es útil para el estudio de la política económica a corto plazo, y la de
Friedman, con expectativas adaptativas, resulta más consistente a largo plazo que la de
Modigliani y la de Hall.
En países desarrollados, investigaciones de importancia como la asociada a Robert Hall
afirman que el consumo responde fuertemente a los cambios permanentes en los hogares
estadounidenses, pero la respuesta a ingresos transitorios es claramente positiva (Hall y
Mishkin, 1980). En el mismo sentido, Campbell y Mankiw (1991) en un estudio para datos
de Estados Unidos, Reino Unido, Canadá, Francia y Suecia argumentan que el consumo no
sólo responde al ingreso permanente sino también a los cambios en el ingreso corriente, y
no hallan evidencia de que las tasas de interés reales afecten al consumo.
Otras investigaciones también comprueban la teoría de la renta permanente en la población
estadounidense en la década de 1990, centrando el análisis del consumo como una función
que utiliza tanto el gasto y el tiempo como insumos (Aguiar y Hurst, 2004). Lo mismo
ocurre con las demás hipótesis, por ejemplo, Johnsson y Kaplan (2000) concluyen que los
resultados de una estimación de una función de consumo para Suecia son consistentes con
la hipótesis del ciclo vital, e Ianole y Druica (2015) verifican el cumplimiento de la tesis
keynesiana para un panel de datos de países de Europa.
5. Conclusiones
A través de la técnica de datos de panel, se estima en el presente trabajo una función de
consumo para 14 países latinoamericanos y caribeños en el periodo 2004-2023. De acuerdo
con los resultados obtenidos tanto mediante el modelo de efectos fijos como mediante el
modelo de efectos aleatorios, se verifica una fuerte relación entre el consumo y el ingreso
corriente exclusivamente, no constatándose una relación entre el consumo y el ingreso de
largo plazo.
En ambos casos, el ingreso del periodo anterior y la tasa de interés real no afectarían al
consumo de los hogares, lo cual no respalda el planteamiento fundamental de la hipótesis
de la renta permanente. Con relación al ingreso corriente, los resultados indican
coeficientes estadísticamente significativos con una relación positiva e inelástica
concordante con lo planteado por Keynes.
Diversos autores, además de comprobar la teoría keynesiana, han confirmado tanto la
hipótesis de la renta permanente como la del ciclo vital, para países en vías de desarrollo de
América Latina y el Caribe, y para países desarrollados de otras regiones. En este sentido,
debe considerarse la cuestión de que el ingreso permanente no es observable y depende de
las expectativas del ingreso futuro, y lo relativo a las restricciones de liquidez de las
familias. Teniendo en cuenta los aportes que la investigación empírica puede brindar a la
mejor comprensión del consumo, es recomendable profundizar en las metodologías para su
medición y explorar diversos modelos del comportamiento del consumo en América Latina
y el Caribe.
Referencias
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4(3.2), 1–14. https://revistas.uide.edu.ec/index.php/innova/article/view/1025
Anexo
Modelo 1: MCOC
Variable dependiente: l_Cit, desviaciones típicas robustas (HAC)
Coeficiente Desv. Típica Estadístico t valor p
const −0,297545 0,503960 −0,5904 0,5650
l_Yit 0,941810 0,208709 4,513 0,0006 ***
l_Y1it-1 0,0529795 0,197572 0,2682 0,7928
l_Rit −0,0246317 0,0143077 −1,722 0,1088
Media de la vble. dep. 24,36152 D.T. de la vble. dep. 1,774375
Suma de cuad. residuos 4,025686 D.T. de la regresión 0,125646
R-cuadrado 0,995044 R-cuadrado corregido 0,994986
F(3, 13) 1685,436 Valor p (de F) 4,37e-17
Contraste de normalidad de los residuos - Hipótesis nula: [El error tiene distribución Normal]
Estadístico de contraste: Chi-cuadrado(2) = 33,4826 con valor p = 5,36229e-08
Modelo 2: EF
Variable dependiente: l_Cit, Desviaciones típicas robustas (HAC)
Coeficiente Desv. Típica Estadístico t valor p
const −1,59540 0,806970 −1,977 0,0696 *
l_Yit 0,988575 0,0830223 11,91 <0,0001 ***
l_Y1it-1 0,0609897 0,0720381 0,8466 0,4125
l_Rit −0,00307772 0,00404694 −0,7605 0,4605
Media de la vble. dep. 24,36152 D.T. de la vble. dep. 1,774375
Suma de cuad. residuos 0,249711 D.T. de la regresión 0,032123
Contraste de normalidad de los residuos - Hipótesis nula: [El error tiene distribución Normal]
Estadístico de contraste: Chi-cuadrado(2) = 8,152 con valor p = 0,0169752
Modelo 3: EA (MCG)
Variable dependiente: l_Cit, Desviaciones típicas robustas (HAC)
Coeficiente Desv. Típica z valor p
const −1,28926 0,615573 −2,094 0,0362 **
l_Yit 0,968593 0,0828546 11,69 <0,0001 ***
l_Y1it-1 0,0688323 0,0760815 0,9047 0,3656
l_Rit −0,00417715 0,00421104 −0,9920 0,3212
Media de la vble. dep. 24,36152 D.T. de la vble. dep. 1,774375
Suma de cuad. residuos 5,697784 D.T. de la regresión 0,149188
Varianza 'entre' (between) = 0,021668 Varianza 'dentro' (Within) = 0,00103186
Contraste de normalidad de los residuos - Hipótesis nula: [El error tiene distribución Normal]
Estadístico de contraste: Chi-cuadrado(2) = 26,2953 con valor p = 1,95009e-06
