julio-diciembre 2020  
Vol. 1, No.2, PP.7-22  
ISSN 2953-6367  
http://revistainvestigo.com  
EL CONSUMO EN FUNCIÓN DEL INGRESO Y EL AHORRO EN  
AMÉRICA LATINA Y EL CARIBE PERIODO 2005-2018.  
CONSUMPTION AS A FUNCTION OF INCOME AND SAVINGS IN  
LATIN AMERICA AND THE CARIBBEAN, 2005-2018.  
Shisela. Guilcapi1, Johanna. Medina2 y Erika. Reinoso3  
{shisela.guilcapi@espoch.edu.ec1, johanna.medina@espoch.edu.ec2, erika.reinoso@espoch.edu.ec3}  
Fecha de recepción: 3 de julio de 2020 / Fecha de aceptación: 27 de julio de 2020 / Fecha de publicación: 22 de diciembre de 2020  
RESUMEN: La dinámica y el comportamiento de la inversión es un factor clave para  
entender no solo el comportamiento del ciclo económico, sino también la dinámica de  
crecimiento de mediano y largo plazo. Este trabajo tiene como objetivo introducir el  
conocimiento de la macroeconomía para cualquier persona interesada en temas de consumo  
y ahorro basados en el ingreso. Para explicar el consumo en función del ingreso y el ahorro  
se tomó como base la teoría Keynesiana del Consumo usando un panel de datos de 16 países  
de América Latina y el Caribe. Como se podrá visualizar en el documento, el consumo actúa  
como variable dependiente, y el ingreso y el ahorro como variables explicativas, todas  
expuestas en millones de dólares en su origen. Las variables trabajadas no presentaron  
homogeneidad en varianzas, por lo que se tuvo que aplicar una transformación de la familia  
Box-Cox, en este caso una trasformación logarítmica. Posteriormente, se aplicó un modelo  
de regresión anidada, en el que los coeficientes fueron significativos, y, además los signos  
fueron los esperados y especificados en la teoría. Sin embargo, no recoge la heterogeneidad  
inobservada de los individuos, debido a esto se procedió a desarrollar modelos tanto de  
efectos fijos como aleatorios. El modelo de efectos fijos fue significativo y los coeficientes  
cumplían con los signos esperados, tras los test de Pedroni, Kao y Fisher se evidenció que se  
debía trabajar con un modelo VEC.  
Palabras claves: Modelo Keynesiano, Modelo Mixto, Modelo Anidado, Macroeconomía.  
ABSTRACT: The dynamics and behavior of investment is a key factor to understand not  
only the behavior of the economic cycle, but also the dynamics of medium- and long-term  
growth. This paper aims to introduce the knowledge of macroeconomics to anyone interested  
in consumption and savings based on income. To explain consumption as a function of income  
and savings, the Keynesian theory of consumption was used as a basis using panel data from  
16 Latin American and Caribbean countries. As can be seen in the document, consumption  
acts as the dependent variable, and income and savings as explanatory variables, all  
expressed in millions of dollars at their origin. The variables used were not homogeneous in  
terms of variance, so a Box-Cox family transformation had to be applied, in this case a  
logarithmic transformation. Subsequently, a nested regression model was applied, in which  
1 Escuela Superior Politécnica de Chimborazo, Riobamba, Ecuador.  
2 Escuela Superior Politécnica de Chimborazo, Riobamba, Ecuador.  
3 Escuela Superior Politécnica de Chimborazo, Riobamba, Ecuador.  
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EL CONSUMO EN FUNCIÓN DEL INGRESO Y EL AHORRO EN AMÉRICA LATINA Y EL CARIBE PERIODO  
2005-2018  
the coefficients were significant, and, in addition, the signs were as expected and specified in  
the theory. However, it does not capture the unobserved heterogeneity of the individuals, so  
we proceeded to develop both fixed and random effects models. The fixed effects model was  
significant, and the coefficients complied with the expected signs; after the Pedroni, Kao and  
Fisher tests, it became evident that we should work with a VEC model.  
Keywords: Keynesian Model, Mixed Model, Nested Model, Macroeconomics.  
INTRODUCCIÓN  
Este trabajo es de tipo bibliográfico y tiene como objetivo introducir el conocimiento de la  
macroeconomía para cualquier persona interesada en temas de consumo y ahorro basados en el  
ingreso, su importancia macroeconómica se refleja en los siguientes hechos: alrededor de dos  
tercios del PIB en los países desarrollados y en desarrollo, el desarrollo, para ser precisos, se debe  
al consumo. El modelo de Keynes, o keynesiano, es una teoría económica enunciada en el siglo  
XX por un importante economista británico: John Maynard Keynes. Se trata de un economista que  
dedicó la mayor parte de su extensa obra a entender las crisis financieras. Primero, ha dedicado  
toda su carrera a estudiar temas globales como el empleo, el desempleo, el consumo, la producción,  
el ahorro o la inversión en un país. Entiende que estos fenómenos y las relaciones entre ellos se  
rigen por sus propias reglas, no necesariamente desde el estudio de cómo piensan y deciden los  
individuos. Lo que realmente preocupaba a Keynes era lo que sucedería a corto plazo. Por ejemplo,  
el desempleo o la crisis actual de tu país. A diferencia de otros economistas, para él el problema no  
es la escasez de recursos sino la existencia de desempleo y excedentes de recursos (1). Para  
Serebrisky (2), en algunas situaciones no se pueden combinar todos los niveles de un factor con  
todos los niveles de otro, es decir, no se pueden determinar todos los posibles tratamientos que  
aparecen al cruzar los factores por lo que se hace uso de un modelo de diseños anidados el cual  
consiste en que Dos factores están anidados cuando los niveles de un factor son similares, pero no  
idénticos, y cada uno ocurre en combinación con diferentes niveles del otro factor. También se  
utilizan otros modelos como un modelo de efectos fijos, es un modelo estadístico que representa  
las cantidades observadas en las variables explicativas que son tratadas como si las cantidades  
fueran no-aleatorias. Esto está en contraste con el Modelo de efectos aleatorios y el Modelo mixto  
en los que todas o algunas de las variables explicativas son tratadas como si se derivaran de causas  
aleatorias (3).  
El SCN define el ingreso como "el monto máximo que un hogar u otra unidad puede  
permitirse gastar en bienes o servicios de consumo durante el período contable, sin tener que  
financiar sus gastos reduciendo su dinero, disponiendo de otros activos financieros o no financieros  
o incrementando sus pasivos" (4). Con respecto al ahorro, la teoría económica define al ahorro  
como la diferencia entre el ingreso disponible y el consumo. Tanto a nivel individual como en el  
agregado nacional, la renta puede tener dos destinos: el ahorro o el consumo. El concepto de ahorro  
se practicaba ya en los pueblos de la antigüedad, cuando civilizaciones como las de Egipto, China  
o la Inca atesoraban semillas para transformarlas en la cosecha del ciclo posterior. Es decir,  
sacrificaban consumo presente para disponerlo en el futuro (5).  
El consumo es algo más que un momento en la cadena de la actividad económica. Es una  
manera de relacionarse con los demás y de construir la propia identidad. De hecho, en las  
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EL CONSUMO EN FUNCIÓN DEL INGRESO Y EL AHORRO EN AMÉRICA LATINA Y EL CARIBE PERIODO  
2005-2018  
sociedades denominadas como avanzadas, desde la irrupción de la producción en masa, el  
consumo, y especialmente el consumo de mercancías no necesarias para la supervivencia, se ha  
convertido en una actividad central, hasta el punto de que se puede hablar de una “sociedad  
consumista” (6). El Producto Interior Bruto o Renta Nacional de un país consiste, básicamente, en  
la suma del consumo privado, la inversión privada, el gasto público y el saldo exterior neto. Como  
el consumo privado es la parte proporcional más importante de dicho sumando, las variaciones del  
consumo tienen consecuencias a corto plazo muy importantes en las variaciones de la producción,  
de la renta, del empleo y, por tanto, son determinantes fundamentales de los ciclos económicos (7).  
En los últimos años, el incremento en el ingreso de los hogares de la región permitió una  
notoria expansión del consumo que se ha traducido en mejoras del bienestar de sectores  
tradicionalmente privados del acceso a ciertos bienes y servicios. Sin embargo, el patrón del  
consumo es fuertemente procíclico y volátil y muestra un sesgo hacia el consumo privado, más  
estratificado según ingresos (8).  
La cultura material e inmaterial representada tanto por productos y servicios importados  
como domésticos ha ocupado un espacio central en la historia moderna latinoamericana  
vinculándose a cuestiones de clase y modernidad, donde el proceso global de crecimiento en el  
consumo se convierte en una experiencia local, a través de filtros culturales propios (9).  
MATERIAL Y MÉTODOS  
John Maynard Keynes y su estudio del consumo  
Keynes fue el primer economista en afirmar que el consumo depende fundamentalmente  
del ingreso y que, si bien existen otros determinantes, éstos no poseen relevancia suficiente. En  
este sentido se trabajó la función consumo como dependiente del ingreso real disponible, es decir:  
(10), (11).  
(
)
퐶 = 푓 푌푑  
(1)  
Por otra parte, afirmó que “los hombres están dispuestos, 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”  
Mientras que Modigliani (12) afirma que el consumo depende únicamente de la riqueza y  
de los ingresos del trabajo.  
퐶 = 훿 ∗ 푌퐿 + 훽 ∗ 푊 (2)  
Donde 푌퐿 es el ingreso laboral y 푊 la riqueza agregada.  
Por otro lado, que la tasa de ahorro (푆) depende de la tasa de crecimiento de la economía y  
de la relación riqueza-renta (푊).  
푆
∆푊  
푊
푊
푌
푠 =  
=
∗
= 푓 ∗ 푤 (3)  
푌
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EL CONSUMO EN FUNCIÓN DEL INGRESO Y EL AHORRO EN AMÉRICA LATINA Y EL CARIBE PERIODO  
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Donde S es el ahorro, Y la renta agregada, w la relación riqueza-renta y f, la tasa de  
crecimiento de la economía. Se puede evidenciar que, dentro del consumo, el ahorro y el ingreso  
son variables muy significativas para determinar el consumo, sin embargo, se utilizará el modelo  
discutido con algunas ideas del señor Keynes (13) y toma de aportes del también economista  
británico John Hicks (1904-1989). El modelo reconcilia la teoría del equilibrio general y las teorías  
macroeconómicas de Keynes. Si un individuo consume todo su ingreso, tendrá cero ahorros. Sin  
embargo, en las economías modernas, existe un componente de ingreso y otro de ahorro. Por lógica,  
lo que no se consume, se ahorra, expresado en la ecuación  
푆 = 푌 − 퐶 (4)  
En esta ecuación, C es el intercepto de la función de ahorro y delimita cuanto necesita una  
sociedad para vivir, aún si existe 0 ingreso. Aunque la persona no obtenga dinero, siempre tendrá  
que comer, vestirse, etc.  
De esta ecuación se puede despejar el Consumo donde específicamente tendrá relación con  
el modelo a aplicar en esta investigación:  
퐶 = 푌 − 푆 (5)  
De esta forma para aplicar este modelo de consumo se utilizará los datos de panel que  
combinan cortes transversales (información de varios individuos en un momento dado) durante  
varios períodos de tiempo. Para conocer que efectos se emplearan, se realizará la prueba de  
Hausman. De esta forma: El enfoque fijo que implica menos suposiciones sobre el comportamiento  
de los residuos  
푦푖푡 = 훼푖 + 훽푋푖푡 + 푣푖 + 푢푖푡 (6)  
El enfoque Aleatorio tiene la misma especificación que el de efectos fijos con la salvedad de que  
푣푖 , en lugar de ser un valor fijo para cada individuo y constante a lo largo del tiempo para cada  
individuo, es una variable aleatoria con un valor medio 푣푖 y una varianza 푉푎푟(푣푖) ≠ 0. Es decir,  
la especificación del modelo es igual a  
푦푖푡 = 훼푖 + 훽푋푖푡 + 푣푖 + 푢푖푡 (7) salvo que ahora 푣푖 es una variable aleatoria.  
Dentro de los modelos VARMA se propone emplear un modelo VEC (Vectores de  
Corrección de Errores), conociendo que el modelo VEC es una herramienta que pertenece al  
contexto de series de tiempo multivariado, pero se caracteriza por contener variables cointegradas,  
es decir, variables que guardan una relación de equilibrio de largo plazo entre ellas.  
La forma general de un VEC se presenta en la ecuación:  
푗
푗
∑
∑
휃푖∆푋푡−푖 + 훿푢푡−1 + 푣푡 (8)  
∆푌 = 훼0 +  
훽푖∆ 푌  
+
푡
푡−푖  
푖=1  
푖=1  
Mediante la Utilización de Modelos VEC uno de los Modelos VARMA se explica mediante  
la utilización de una base de datos con más de 150 observaciones para cada variable (consumo,  
ingreso, y ahorro) de 16 países de América Latina y el Caribe conociendo que el modelo VEC es  
una herramienta que pertenece al contexto de series de tiempo multivariado, pero se caracteriza por  
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EL CONSUMO EN FUNCIÓN DEL INGRESO Y EL AHORRO EN AMÉRICA LATINA Y EL CARIBE PERIODO  
2005-2018  
contener variables cointegradas, es decir, variables que guardan una relación de equilibrio de largo  
plazo entre ellas (14).  
RESULTADOS  
Modelo Anidado: Antes de aplicar el modelo Anidado, se realiza el contraste de Levene para  
verificar si las series presentan homogeneidad en varianzas, y dada la tabla 01 se puede mostrar  
evidencia en contra de esta hipótesis, por lo que las series necesitan una transformación logarítmica.  
Tabla 1. Contraste de Levene  
CONTRASTE DE LEVENE  
df  
Valor  
8,806**  
15,16**  
2,96**  
Consumo  
Ingreso (PIB)  
Ahorro  
(3,220)  
(2,221)  
(4,219)  
Nota: prob.< 0,05**; prob.> 0,05*; Hipótesis Nula: Homogeneidad en Varianzas  
Posteriormente se aplica el modelo anidado, y como se observa en la tabla 02, los  
coeficientes son significativos y concuerdan con la teoría especificada, es decir el consumo  
mantiene un signo positivo con el ingreso, y respecto al ahorro lo mantiene negativo.  
Tabla 2. Modelo Anidado  
Variable dependiente  
LOGCONSUMO  
COEFICIENTES  
Variables independientes  
1,3046**  
(0,023)  
LOGINGRESO (PIB)  
LOGAHORRO  
-0,335**  
(0,023)  
N(Observaciones)  
R2  
224  
0,997  
estadístico F  
31690,66  
0,00000  
0,081  
Prob. (Estadístico F)  
Durbin-Watson  
11  
   
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Nota: Error estándar entre paréntesis; prob.< 0,05**; prob.> 0,05*  
Dado que el modelo Anidado, no recoge la heterogeneidad inobservable de los individuos  
en particular, se procede a realizar los modelos tanto de efectos fijos como variables.  
Modelo De Efectos Fijos  
Según la tabla 3, el modelo de efectos fijos sería un buen modelo, dado que los coeficientes  
siguen siendo significativos, y, además los signos de estos están acorde a la teoría anteriormente  
especificada, sin embargo, se va a contrastar con la prueba de efectos fijos redundantes.  
Tabla 3. Modelo de Efectos Fijos Puros  
Variable dependiente  
LOGCONSUMO  
Coeficientes  
Variables independientes  
1,19**  
(0,022)  
LOGINGRESO (PIB)  
LOGAHORRO  
-0,21**  
(0,014)  
Especificaciones de efectos  
Sección transversal fija (variables ficticias)  
Periodo fijo (variables ficticias)  
N(Observaciones)  
R2  
224  
0,999  
estadístico F  
22610,14  
0,00000  
0,046  
Prob. (Estadístico F)  
Durbin-Watson  
Nota: Error estándar entre paréntesis; prob.< 0,05**; prob.> 0,05*  
La prueba de efectos fijos redundantes que se puede observar en la tabla 04, establece que  
tanto en la sección transversal como en la sección transversal/periodo los efectos fijos no son  
redundantes, sin embargo, solamente en el periodo existe efectos fijos redundantes, por lo que no  
sería muy confiable aplicar estos efectos en el periodo.  
12  
 
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Tabla 4. Prueba de Efectos Fijos Redundantes  
Prueba de efectos  
Estadístico  
140,22**  
554,71**  
1,08**  
d.f.  
(15,993)  
15  
Sección transversal F  
Chi-cuadrado de sección transversal  
Periodo F  
(13,193)  
13  
Periodo Chi-cuadrado  
15,76**  
Sección transversal / periodo F  
Chi-cuadrado de sección transversal/periodo  
77,31**  
(28,193)  
28  
560,61**  
Nota: prob.< 0,05**; prob.> 0,05*; Hipótesis Nula: Efectos fijos redundantes  
Modelo De Efectos Aleatorios  
Tabla 5. Modelo de Efectos Aleatorios Puros  
Variable dependiente  
LOGCONSUMO  
Variables independientes  
Coeficientes  
1,15**  
LOGINGRESO (PIB)  
LOGAHORRO  
(0,014)  
-0,19**  
(0,013)  
Especificaciones de efectos  
S.D.  
0,084845  
Rho  
Sección transversal aleatoria  
Periodo aleatorio  
0,91520  
0,00000  
0,08480  
0,000000  
Aleatorio idiosincrásico  
0,025824  
Estadísticas ponderadas  
N(Observaciones)  
R2  
224  
0,994  
estadístico F  
18336,56  
Prob. (Estadístico F)  
Durbin-Watson  
0,00000  
0,046  
Nota: Error estándar entre paréntesis; prob.< 0,05**; prob.> 0,05*  
13  
   
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Dada la tabla 5, el modelo de efectos aleatorios también sería un buen modelo, dado que  
los coeficientes siguen siendo significativos, y, además los signos de estos están acorde a la teoría  
anteriormente especificada, sin embargo, se va a contrastar con la prueba de Hausman.  
Tabla 6. Prueba de Hausman  
Resumen de la prueba  
Estadístico Chi-Cuadrado  
Chi-Cuadrado d.f.  
Sección transversal aleatoria  
Periodo aleatorio  
62,77**  
11,34**  
6,06**  
2
2
2
Sección transversal y periodo aleatorio  
Nota: prob.< 0,05**; prob.> 0,05*; Hipótesis Nula: Diferencias entre coeficientes de variabilidad no son  
significativas  
En la tabla 6 se puede evidenciar que tanto en la sección transversal aleatoria, en el periodo  
aleatorio y en ambas las diferencias de sus coeficientes de variabilidad son significativas, por lo  
que se debería trabajar con un modelo de efectos fijos puros según el test de Hausman, el modelo  
final sería el establecido en la tabla 3.  
Ecuación del modelo final  
퐿푛퐶표푛푠푢푚표푖푡 = 훽0 + 훽1퐿푛퐼푛푔푟푒푠표푖푡 − 훽2퐿푛퐴ℎ표푟푟표푖푡 + 훿1퐷1 + 훿2퐷2 … … . . +훿16퐷16 + 휆1Τ1  
+ 휆2Τ2 … … . . +휆14Τ14 + 푢푖푡 (9)  
퐿푛퐶표푛푠푢푚표푖푡 = 훽0 + 1,19퐿푛퐼푛푔푟푒푠표푖푡 − 0,21퐿푛퐴ℎ표푟푟표푖푡 − 0,058퐷1 − 0,064퐷2 …  
− 0,066퐷16 + 0,012Τ1 + 0,013Τ2 … … . . −0,011Τ14 + 푢푖푡 (10)  
Dónde: 훿1: Efectos fijos en los individuos  
휆1: Efectos fijos en el tiempo  
Aplicación De Modelo Varma  
Orden De Integración De Las Series  
En la tabla 7 se muestra que las tres series presentaron raíces unitarias, por lo que fue  
necesario estabilizarlas en medias, por ende, se aplicó primeras diferencias, arrojando así las tres  
series estacionarias en este parámetro, debido a esto el orden de integración de estas es de I (1).  
14  
 
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Tabla 7. Test de Raíces Unitarias  
NIVELES  
LLC  
ADF  
1,82826*  
PP  
Diagnóstico  
LOGCONSUMO  
LOGINGRESO (PIB)  
LOGAHORRO  
6,48699*  
6,54763*  
4,48808*  
0,30928*  
0,37405*  
1,26228*  
I(0)  
I(0)  
I(0)  
2,02098*  
3,54754*  
PRIMERAS DIFERENCIAS  
ADF  
LLC  
PP  
Diagnóstico  
LOGCONSUMO  
LOGINGRESO (PIB)  
LOGAHORRO  
-5,46637**  
-5,77475**  
-9,36485**  
79,1843**  
77,7790**  
117,843**  
91,6342**  
90,9346**  
159,161**  
I(1)  
I(1)  
I(1)  
Nota. LLC (Levin Lin Chu); ADF (Augmented Dickey-Fuller); PP (Philips-Perron); prob.< 0,05**; prob.> 0,05*; Hipótesis Nula:  
Serie presenta raíz unitaria.  
Tabla 8. Prueba de Pedroni y Kao  
PEDRONI  
H1: coefs. AR comunes  
Panel v  
Estadístico  
Estadístico ponderado  
-0,311756*  
0,232473*  
-1,246809*  
0,304058*  
Panel rho  
Panel PP  
-2,317815**  
-2,402397**  
-1,646293**  
-1,611349***  
Panel ADF  
H1: coefs. AR individuales  
Grupo rho  
1,38979*  
Grupo PP  
-3,793404**  
-2,678394**  
Grupo ADF  
KAO  
ADF  
-7,721694  
Nota: prob.< 0,05**; prob.< 0,010***; prob.> 0,05*; Hipótesis Nula: No cointegración.  
15  
   
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Tabla 9. Prueba de Johansen Fisher  
Fisher Stat. *  
Fisher Stat. *  
Hipotetizado  
Ninguno  
(de prueba de rastreo)  
(de la prueba max-eigen)  
207,9**  
77,72**  
69,6**  
173,2**  
58,56**  
69,6**  
Como máximo 1  
Como máximo 2  
Nota. prob.< 0,05**; prob.> 0,05*; Hipótesis Nula: No cointegración  
Dadas las pruebas tanto de Pedroni, Kao como la de Johansen Fisher que se pueden observar  
en la tabla 8 y 9, se puede deducir que las series cointegran, es decir existe una relación de equilibrio  
en el largo plazo, por lo que se aplicará un modelo de Vector de Corrección de Errores (VEC).  
Modelo (Vec)  
Numero Óptimo De Rezagos  
Tabla 10. Número Óptimo de Rezagos  
Retraso  
LogL  
LR  
FPE  
AIC  
SC  
HQ  
0
1
2
3
4
5
6
7
8
-73,78653  
517,1036  
522,2501  
526,3327  
537,7695  
560,5844  
568,5213  
580,4016  
587,0390  
NA  
0,000994  
5,40e-09  
5,86e-09  
6,50e-09  
6,19e-09  
4,67e09  
4,80e-09  
4,56e-09*  
4,58e-09  
1,599719  
-10,52299  
-10,44271  
-10,34026  
-10,39103  
-10,67884  
-10,65669  
-10,71670*  
-10,66748  
1,679855  
-10,202445*  
-9,8811759  
-9,538905  
-9,349264  
-9,396668  
-9,134111  
-8,953710  
-8,664083  
1,632112  
-10,39342*  
-10,21596  
-10,01634  
-9,969931  
-10,16057  
-10,04124  
-10,00407  
-9,857674  
11,32539  
9,542528  
7,314598  
19,77614  
38,02494  
12,73201  
18,31548*  
9,817916  
Nota. LR (estadística de prueba LR secuencial modificada (cada prueba al nivel del 5%)); FPE (error de predicción  
final); AIC (criterio de información Akaike); SC (criterio de información Schwarz); HQ (criterio de información  
Hannan-Quinn)  
16  
   
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El número óptimo de retrasos como se observa en la tabla 10 es 7, dado la mayoría de los  
criterios de información, por lo que, para estimar el modelo VEC se incorporará estos 7 retrasos.  
Modelo: Atendiendo al criterio de información Akaike, como se observa en la tabla 11, la  
variable que corre más rápido en el tiempo y por ende la puramente endógena es el  
LOGCONSUMO, por lo que además se cumple con la teoría ya especificada. Por otra parte, el  
coeficiente de cointegración es negativo y significativo, debido a esto el modelo está bien  
especificado. Además, 0,095% es la velocidad de ajuste en el largo plazo.  
Tabla 11. Modelo VEC  
Corrección de Error:  
D(LOGCONSUMO)  
-0.000950**  
(0,00027)  
D(LOGINGRESO_PIB)  
-0.001124  
D(LOGAHORRO)  
-0.001907  
CointEq1  
(0.00027)  
(0.00060)  
[-3.58054]  
[-4.13906]  
[-3.20294]  
Criterios  
de información  
Akaike AIC  
Schwarz SC  
-3,0135  
-2,3991  
-2,9681  
-2,3537  
-1,3975  
-0,7831  
Nota. Error estándar entre paréntesis; Estadístico T entre corchetes; prob.< 0,05**; prob.> 0,05*  
Relación en el corto plazo: Según el test de Wald, como se aprecia en la tabla 12, los  
coeficientes de las variables independientes son distintos a cero, por lo tanto, existe también una  
relación en el corto plazo.  
Tabla 12. Test de Wald  
Estadístico de prueba  
Chi-cuadrado  
Valor  
Df  
42  
88,00832**  
Nota: prob.< 0,05**; prob.> 0,05*; Hipótesis Nula: Coeficientes de las variables independientes son iguales a cero.  
Causalidad en el sentido de Granger: Como se observa en la tabla 13, el  
LOGINGRESO(PIB) si causa en el sentido de Granger a LOGCONSUMO, y viceversa, por otra  
parte, el LOGAHORRO también causa en el sentido de Granger a LOGCONSUMO.  
17  
   
EL CONSUMO EN FUNCIÓN DEL INGRESO Y EL AHORRO EN AMÉRICA LATINA Y EL CARIBE PERIODO  
2005-2018  
Tabla 13. Causalidad en el Sentido de Granger  
Hipótesis nula  
Obs.  
Estadístico F  
LOGINGRESO(PIB) no causa en el sentido de Granger a LOGCONSUMO  
LOGCONSUMO no causa en el sentido de Granger a LOGINGRESO(PIB)  
192  
6,9626**  
4,80608**  
LOGAHORRO no causa en el sentido de Granger a LOGCONSUMO  
LOGCONSUMO no causa en el sentido de Granger a LOGAHORRO  
192  
192  
5,17991**  
4,80608**  
LOGAHORRO no causa en el sentido de Granger a LOGINGRESO  
LOGINGRESO(PIB) no causa en el sentido de Granger a LOGAHORRO  
1,92627*  
0,37781*  
Nota. prob.< 0,05**; prob.> 0,05*  
Función Impulso Respuesta  
Ilustración 1. Función impulso respuesta  
Response of  
LOGCONSUMO to  
LOGINGRESO_PIB  
Response of  
LOGCONSUMO to  
LOGCONSUMO  
Response of  
LOGCONSUMO to  
LOGAHORRO  
0.04  
0.02  
0.00  
-0.02  
0.10  
0.05  
0.00  
0.0040  
0.0020  
0.0000  
-0.0020  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
Response of  
Response of  
Response of  
LOGCONSUMO to  
LOGINGRESO_PIB  
LOGINGRESO_PIB to  
LOGINGRESO_PIB  
LOGINGRESO_PIB to  
LOGAHORRO  
0.05  
0.00  
0.05  
0.00  
0.0100  
0.0000  
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
-0.0100  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
-0.05  
Response of LOGAHORRO  
to LOGINGRESO_PIB  
Response of  
LOGAHORRO to  
LOGAHORRO  
Response of  
LOGAHORRO to  
LOGCONSUMO  
0.20  
0.10  
0.00  
0.1000  
0.0000  
0.10  
0.00  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
-0.10  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10  
Nota. Análisis impulso respuesta realizado por los autores.  
18  
   
EL CONSUMO EN FUNCIÓN DEL INGRESO Y EL AHORRO EN AMÉRICA LATINA Y EL CARIBE PERIODO  
2005-2018  
La respuesta de LOGCONSUMO ante choques o innovaciones de ella misma presenta  
valores positivos y fluctuantes, por otra parte, ante choques o innovaciones de  
LOGINGRESO(PIB) esta responde con valores negativos en el mediano plazo, pero en el largo  
plazo tiende al crecimiento con valores positivos, en cambio, ante choques o innovaciones de  
LOGAHORRO esta responde con valores positivos pero muy cercanos a cero.  
La respuesta de LOGAHORRO ante choques o innovaciones de ella misma presenta  
valores positivos y fluctuantes, por otra parte, ante choques o innovaciones de LOGCONSUMO  
responde de la misma manera, pero con un valor negativo, en cambio, ante choques o innovaciones  
de LOGINGRESO(PIB) esta responde con valores positivos y fluctuantes.  
La respuesta de LOGCONSUMO ante choques o innovaciones de ella misma presenta  
valores positivos y fluctuantes, por otra parte, ante choques o innovaciones de  
LOGINGRESO(PIB) esta responde con valores negativos en el mediano plazo, pero en el largo  
plazo tiende al crecimiento, en cambio, ante choques o innovaciones de LOGAHORRO esta  
responde con valores positivos pero muy cercanos a cero.  
Descomposición de la Varianza  
Ilustración 2. Descomposición de la Varianza  
Percent LOGCONSUMO  
variance due to  
Percent LOGCONSUMO  
variance due to  
Percent LOGCONSUMO  
variance due to  
LOGCONSUMO  
LOGINGRESO_PIB  
LOGAHORRO  
105  
100  
95  
5
0
0.2  
0.1  
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
Percent LOGINGRES_PIB  
variance due to  
Percent  
LOGINGRESO_PIB  
variance due to  
Percent  
LOGINGRESO_PIB  
variance due to  
LOGCONSUMO  
LOGINGRESO_PIB  
LOGAHORRO  
0.2  
0
20  
15  
90  
85  
80  
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
Percent LOGAHORRO  
variance due to  
Percent LOGAHORRO  
variance due to  
Percent LOGAHORRO  
variance due to  
LOGCONSUMO  
logingreso_PIB  
LOGAHORRO  
16  
25  
20  
15  
65  
60  
15  
14  
1
2
3
4
5
6
7
8
9 10  
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10  
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10  
Nota. Descomposición de la varianza realizado por los autores.  
19  
 
EL CONSUMO EN FUNCIÓN DEL INGRESO Y EL AHORRO EN AMÉRICA LATINA Y EL CARIBE PERIODO  
2005-2018  
El porcentaje de variabilidad de LOGCONSUMO debido a ella misma es muy cercano al  
100%, por lo que la variable tiene un fuerte comportamiento autorregresivo incluso en el largo  
plazo.  
El porcentaje de variabilidad de LOGINGRESO(PIB) debido a ella misma es muy cercano  
al 20%, por lo que la variable no presenta un comportamiento autorregresivo, y esta variabilidad  
es mayormente explicada por LOGCONSUMO.  
El porcentaje de variabilidad de LOGAHORRO debido a ella misma es muy cercano al  
20%, por lo que la variable no presenta un comportamiento autorregresivo, y esta variabilidad es  
mayormente explicada por LOGINGRESO(PIB).  
DISCUSIÓN  
Las variables trabajadas no presentaron homogeneidad en varianzas, por lo que se tuvo que  
aplicar una transformación de la familia Box-Cox, en este caso una trasformación logarítmica.  
Posteriormente, se aplicó un modelo de regresión anidada, en el que los coeficientes fueron  
significativos, y, además los signos fueron los esperados y especificados en la teoría anteriormente  
desarrollada. Sin embargo, no recoge la heterogeneidad inobservada de los individuos, debido a  
esto se procedió a desarrollar modelos tanto de efectos fijos como aleatorios.  
El modelo de efectos fijos fue significativo y los coeficientes cumplían con los signos  
esperados, aunque se contrastó con el Test de Redundancia de Efectos Fijos en el que solamente  
se advertía que trabajar los efectos en el periodo no era muy confiable. Al correr el modelo de  
efectos aleatorios puros, se cumplió con todo lo requerido al igual que en el anterior modelo.  
Posteriormente se siguieron todos los pasos para averiguar qué modelo VARMA se debía  
trabajar, y ya que las series fueron estacionarias en primeras diferencias siguiendo un orden de  
integración I (1), tras los test de Pedroni, Kao y Fisher se evidenció que se debía trabajar con un  
modelo VEC, con un número óptimo de retardos de 7.  
De esta forma se confirmó que la velocidad de ajuste en el largo plazo es de 0,095%, y que  
la variable Consumo es la que corre más rápido en el tiempo, cumpliendo así con la teoría  
especificada.  
Luego, mediante el test de Wald se comprobó una relación también al corto plazo, por otra  
parte, según el test de Causalidad de Granger, se evidenció que tanto el ahorro y el ingreso medido  
por el PIB causan en el sentido de Granger al consumo en Latinoamérica durante el periodo 2005-  
2018.  
Además, mediante la función impulso respuesta se evidenció que en el consumo no va a  
variar en mayor medida ante shocks o innovaciones del ahorro y el ingreso medido por el PIB. En  
el mismo sentido, la variable consumo presenta un fuerte comportamiento autorregresivo, dado que  
la variabilidad de esta, explicada por las variables de control es muy baja.  
20  
EL CONSUMO EN FUNCIÓN DEL INGRESO Y EL AHORRO EN AMÉRICA LATINA Y EL CARIBE PERIODO  
2005-2018  
Por lo tanto, es importante destacar que se comprobó la relación macroeconómica  
establecida según la cual:  
푆 = 푌 − 퐶 (11)  
퐶 = 푌 − 푆 (12)  
Por lo que el ingreso y el ahorro explican en gran medida al consumo en Latinoamérica  
durante el periodo 2005-2018.  
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS  
1. Cepal. Estudio Económico de América Latina y el Caribe 2018. Evolución de la inversión en  
América Latina y el Caribe: hechos estilizados, determinantes y desafíos de política: Cepal;  
2018.  
2. Serebrisky T. La inversión y el ahorro en América Latina y el Caribe ¿Cómo se relacionan?  
Washington DC : Banco Interamericano de Desarrollo; 2015.  
3. Pérez P. Modelos para datos de panel: Universidad de Alicante; 2011.  
4. Camelo H. Ingresos y gastos de consumo de los hogares en el marco del SCN y encuestas a  
hogares. Santiago de Chile.  
5. Oberst T. La importancia del ahorro : teoría, historia y relación con el desarrollo económico.  
6. Rodríguez Díaz S. CONSUMISMO Y SOCIEDAD: UNA VISIÓN CRÍTICA DEL HOMO  
CONSUMENS. Roma, Italia.  
7. Dehesa Gdl. EL CONSUMO: IMPORTANCIA ECONOMICA Y FACTORES  
DETERMINANTES.  
8. CEPAL. Tendencias y riesgos del consumo en América Latina y el Caribe.  
9. Bunker S. First Approaches toward Understanding Mexico City´s Culture of Consumption”  
en Journal of el futuro de la cultura de consumo en America latina.  
10. Morettini M. Principal teorías economicas sobre el consumo: Universidad Mar de Plata; 2002.  
11. Ros J. La teoría general de Keynes y la macroeconomia moderna México df: Faculta de  
Economía.  
12. Modigliani F. Recientes descensos de la tasa de ahorro: una perspectica del ciclo de vida.  
Política Economica. 1990;: p. 5-41.  
13. Keynes M. Teoría general de la ocupación,el interes y el dinero México: Fondo de cultura  
económica; 1936.  
14. Novales A. Modelos vectoriales autoregresivos: Universidad Complutense; 2017.  
15. Ricardi FQ. La prueba de ji-cuadrado. Medwave. 2011; 11(12).  
16. Anguita JC, Labrador JR, Campos JD. La encuesta como técnica de investigación. Elaboración  
de cuestionarios y tratamiento estadístico de los datos (I). Elsevier. 2003; 31(8): p. 527-538.  
17. Vidal  
España.  
Vademecun.  
[Online];  
2015.  
Disponible  
en:  
https://www.vademecum.es/principios-activos-piperazina-p02cb01-us.  
18. Universidad Continental. Parasitología, Guía de Laboratorio.  
21  
EL CONSUMO EN FUNCIÓN DEL INGRESO Y EL AHORRO EN AMÉRICA LATINA Y EL CARIBE PERIODO  
2005-2018  
19. INEC. Fascículo Provincial Chimborazo. En INEC. Resultados del Censo 2010 de población  
y vivienda en el Ecuador. Ecuador; 2010.  
ÍNDICE DE TABLAS  
Tabla 1. Contraste de Levene.........................................................................................................11  
Tabla 2. Modelo Anidado...............................................................................................................11  
Tabla 3. Modelo de Efectos Fijos Puros........................................................................................12  
Tabla 4. Prueba de Efectos Fijos Redundantes .............................................................................13  
Tabla 5. Modelo de Efectos Aleatorios Puros................................................................................13  
Tabla 6. Prueba de Hausman.........................................................................................................14  
Tabla 7. Test de Raíces Unitarias ..................................................................................................15  
Tabla 8. Prueba de Pedroni y Kao.................................................................................................15  
Tabla 9. Prueba de Johansen Fisher .............................................................................................16  
Tabla 10. Número Óptimo de Rezagos...........................................................................................16  
Tabla 11. Modelo VEC...................................................................................................................17  
Tabla 12. Test de Wald...................................................................................................................17  
Tabla 13. Causalidad en el Sentido de Granger............................................................................18  
ÍNDICE DE ILUSTRACIONES  
Ilustración 1. Función impulso respuesta......................................................................................18  
Ilustración 2. Descomposición de la Varianza ..............................................................................19  
22