Asimismo, la agregación se ha efectuado prescindiendo de la variable de depósitos retardada, que se incluye de un modo ad-hoc en la ecuación de oferta agregada. (N. del A.)

Esta segmentación del mercado de depósitos es válida en la medida en que la interacción competitiva entre ambos mercados sea reducida. Coello (1993) ha confirmado empíricamente, utilizando una metodología en la línea de Spiller y Favaro, que la interacción estratégica entre bancos y cajas es menor que entre los propios bancos. Desde la perspectiva del oligopolio de la banca privada, las cajas podrían constituir una franja competitiva de empresas cuyo papel debiera ser incorporado explícitamente a nuestro modelo. Además, la desregulación a la que se han visto sometidas las entidades de ahorro ha conllevado un comportamiento competitivo cada vez más parecido. De hecho, a partir de enero de 1992, las estadísticas del Banco de España se refieren ya al conjunto de las entidades, reflejando la creciente similitud de las mismas. (N. del A.)

A partir de enero de 1992, los cambios introducidos en la información que solicita el Banco de España a las entidades (circular contable 4/91 del Banco de España) no permiten obtener series de depósitos con la desagregación por plazos que precisamos. (N. del A.)

Para calcular los factores estacionales se han tomado promedios, para los cuatro años considerados, de ratios entre el valor de la variable y medias móviles centradas. (N. del A.)

El tipo implícito se calcula a partir de los tipos al contado a tres y seis meses según la siguiente expresión: (1 + + t + 3 r3t = [(1 + tR6t)6 / (1 + tR3t)3]1/3 (véase Van Horne, 1984, pág. 107). Freixas y Novales (1992) han señalado que la evidencia disponible en España indica que el tipo implícito contiene información sobre el tipo futuro, pero que no se trata de un estimador insesgado. Por ello, sería preciso utilizar como tipo de interés esperado el tipo implícito más una corrección por una prima de riesgo. Este posible error de medida se tiene en cuenta en el análisis de la especificación del modelo en el Apéndice 2. (N. del A.)

Dado que el tipo implícito que se calcula corresponde al tipo a 3 meses esperado dentro de 3 meses, se ha utilizado también un tipo esperado que constituye una medida móvil del tipo implícito en los períodos t - 1, t y t + 1. Los resultados no son significativamente distintos. (N. del A.)

La estimación del modelo (9)-(10) puede estar sometida a diversos errores de especificación que es preciso discutir con cierto detalle. En concreto (véase el Apéndice 2) se han analizado los posibles problemas de simultaneidad presentes en el modelo, así como el error de medida en que puede incurrirse al usar el tipo implícito como variable que refleja el tipo de interés esperado. (N. del A.)

Tanto para la ecuación de corto plazo como la de largo plazo, la presencia de una variable retardada invalida el test de Durbin Watson. Se calculó en ambos casos el test h de Durbin. La correlación estimada mediante los residuos de mínimos cuadrados ordinarios fue de 0,1135 en el primer caso y de -0,3323 en el segundo. Los valores del test h de Durbin fueron 2,33 y -4,81 respectivamente. Se decidió corregir la autocorrelación para la ecuación de depósitos a largo plazo puesto que para la ecuación de corto plazo el parámetro estimado corrigiendo por autocorrelación no era significativo, y no se alteraban el resto de parámetros. La corrección simultánea de ambos problemas de autocorrelación no permitía estimar el modelo de manera simultánea (no fue posible obtener convergencia en el procedimiento numérico). (N. del A.)

La elasticidad estimada para el mercado de préstamos de Uruguay por Spiller y Favaro es de 0,2273. (N. del A.)

El ahorro en su conjunto puede ser escasamente sensible al tipo de interés, pero no así la colocación de dicho ahorro entre los distintos activos financieros disponibles. (N. del A.)