Determinantes de la inflación en Venezuela: un análisis

Colección
Banca Central y Sociedad
BANCO CENTRAL DE VENEZUELA
Determinantes de la
inflación en Venezuela:
un análisis macroeconómico
para el período 1986-2000
Miguel Dorta
Fernando Álvarez
Omar Bello
Serie Documentos de Trabajo
Gerencia de Investigaciones Económicas
1
Versión marzo 2002
37
Las ideas y opiniones contenidas en el presente
Documento de Trabajo son de la exclusiva
responsabilidad de sus autores y se corresponden
con un contexto de libertad de opinión en el cual
resulta más productiva la discusión de los temas
abordados en la serie.
Banco Central de Venezuela
Vicepresidencia de Estudios
Oficina de Consultoría Económica
Determinantes de la Inflación en Venezuela:
un Análisis Macroeconómico para el período
1986-2000
Miguel Dorta, Fernando Álvarez y Omar Bello*
Marzo 2002
Resumen
El objetivo de este trabajo es estudiar empíricamente los factores
macroeconómicos más relevantes que explican el proceso inflacionario
venezolano, utilizando datos trimestrales para el período 1986-2000. La
estrategia de estimación que emplean los autores difiere de anteriores
estudios para Venezuela en dos aspectos fundamentales: En primer lugar,
explícitamente consideran el efecto que las brechas en los principales
mercados (dinero, cambiario y bienes) tienen sobre el proceso
inflacionario. En segundo término, analizan separadamente la inflación de
bienes y la de servicios. Los desequilibrios fueron estimados a partir de
relaciones de largo plazo en los mercados. Cabe destacar que la brecha
en el mercado de bienes se obtiene a partir de la estimación de un
producto potencial utilizando una función de producción. La principal
conclusión que se desprende de este estudio es que la brecha real afecta
directamente a la inflación de bienes mientras que la brecha cambiaria
afecta de manera indirecta a la mencionada inflación. Por su parte, la
brecha monetaria no parece influir, directa o indirectamente, sobre la
inflación de bienes o la de servicios. El mayor peso en la explicación de la
inflación de servicios, descansa en factores de costos como los salarios y
el tipo de cambio, y en variables de demanda como el gasto público. No
se encontró evidencia de que la inflación de servicios sea explicada por
los desequilibrios en cuestión.
* Las ideas y opiniones contenidas en el presente documento de trabajo son de la
exclusiva responsabilidad de sus autores y no necesariamente representa aquellas del
Banco Central de Venezuela. Agradecemos los comentarios y sugerencias de Adriana
Arreaza, Jóse Pineda y Oswaldo Rodriguez. Como es costumbre los errores restantes son
nuestra responsabilidad.
ABSTRACT
The purpose of this research is to make an empirical assessment about the
relevant macroeconomic factors that explain the Venezuelan inflationary process,
by using quarterly data for the period 1986-2000. The estimation strategy
employed by the authors differs from previous investigations for Venezuela in two
fundamental aspects: First, they explicitly consider the effect that the gaps in the
main markets (money, goods and exchange rate) have on the inflationary process.
Second, they analyze goods inflation and services inflation separately. Disequilibria
were estimated from long run relationships in the markets. The output gap is
obtained from the estimation of potential output through a production function.
The main conclusion drawn from this research is that the output gap affects goods
inflation directly whereas the exchange rate misalignment does it indirectly. The
monetary gap does not seem to affect inflation in neither of the two types
mentioned above. The short run dynamics of services inflation is explained by
costs factors, like salary and nominal exchange rate; and by demand side
variables, like public expenditure. No evidence was found on disequilibria driving
such dynamics.
1
I. Introducción
El
objetivo
de
este
trabajo
es
estudiar
empíricamente
los
factores
macroeconómicos más relevantes que explican el proceso inflacionario venezolano,
utilizando datos trimestrales para el período 1986-2000. La estrategia de
estimación que emplean los autores difiere de anteriores estudios para Venezuela
en dos aspectos fundamentales: En primer lugar, explícitamente consideran el
efecto que las brechas en los principales mercados (dinero, cambiario y bienes)
tienen sobre el proceso inflacionario. En segundo término, analizan separadamente
la inflación de bienes y la de servicios. Los desequilibrios fueron estimados a partir
de relaciones de largo plazo en los mercados antes mencionados.
El estudio se basa en un modelo de oferta y demanda agregadas en el cual los
precios y el producto son las variables endógenas. Se asume como posible la
existencia de desequilibrios temporales en el mercado de dinero, en el mercado de
bienes y servicios y en el tipo de cambio real, que influyen sobre la dinámica de
las variables endógenas. Dentro de las variables exógenas, tenemos aquéllas que
impactan a la demanda agregada tales como las monetarias, los fundamentos del
tipo de cambio real de equilibrio y las fiscales, entre otras. Luego están las que
afectan a la oferta agregada de corto plazo, tales como los costos de insumos
importados y de la mano de obra. También se consideran a las que mueven al
producto potencial, tales como el capital y la población económicamente activa.
Finalmente, encontramos que la persistencia es una característica importante de la
dinámica de las series de inflación. La principal conclusión que se desprende de
este estudio es que la brecha real afecta directamente a la inflación de bienes
mientras que la brecha cambiaria afecta de manera indirecta a la mencionada
inflación. Por su parte, la brecha monetaria no parece influir, directa ó
indirectamente, sobre la inflación de bienes ni la de servicios. En el caso de la
explicación de la inflación de servicios, el mayor peso descansa en factores de
costos como los salarios y el tipo de cambio, y en variables de demanda como el
gasto público. No se encontró evidencia de que la inflación de servicios sea
explicada por los desequilibrios en cuestión.
2
El resto del trabajo se organiza de siguiente manera. En la segunda sección se
presenta sucintamente la evolución de la inflación en Venezuela desde 1950 y
algunos de los estudios más relevantes que se han hecho al respecto. En la
tercera sección se presenta las relaciones que caracterizan el equilibrio en los
sectores monetario, real y externo. Por su parte, en la cuarta sección se presenta
el modelo que gobierna la dinámica de corto plazo para las variables endógenas, a
saber: inflación (bienes y servicios) y crecimiento. La quinta sección se reserva
para la presentación de los resultados del análisis econométrico. Finalmente, se
comentan las principales conclusiones del estudio.
II. Evolución y Estudios de la Inflación en Venezuela
La inflación en Venezuela es, si se quiere, un fenómeno de reciente data e incluso
si se compara en los episodios más agudos de crecimiento de los precios con otras
economías latinoamericanas como Argentina, Brasil, México y Perú. En la evolución
de los precios en nuestro país, en los últimos cincuenta años, pueden distinguirse
claramente, como puede apreciarse el cuadro y gráfico 1, tres períodos:
Cuadro 1. Inflación y Tasa de Crecimiento del PIB
(Promedio Vs Desviación Estándar)
Periodo
1951-1973
1974-1978
1979-2001
Período
1951-1973
1974-1978
1979-2001
Promedio
6,59
5,95
1,34
Promedio
1,70
8,38
32,57
Crecimiento
Dispersión
Máximo
2,90
11,67
2,15
8,77
4,43
9,73
Inflación
Dispersión
Máximo
1,66
5,62
1,78
11,84
24,59
103,24
Mínimo
1,33
2,14
-8,57
Mínimo
-1,67
6,86
7,04
3
Gráfico 1. Inflación y Desviación Estándar
-4
-5
Inflación
19
98
15
19
94
1
19
90
35
19
86
6
19
82
55
19
78
11
19
74
75
19
70
16
19
66
95
19
62
21
19
58
115
19
54
26
Desviación Estandar
a) Estabilidad de precios (1951-1973). En dicho período la economía venezolana
presentó una de las inflaciones promedio más bajas del mundo, 1,6% y una
importante tasa de crecimiento del PIB, 5,7%. Dentro de las características de
este período podemos resaltar que la gestión fiscal fue disciplinada. En efecto
el déficit fiscal como porcentaje del PIB, no superó el 1,5% y nunca hubo una
situación deficitaria tres años consecutivos. Consistente con esa disciplina, el
régimen cambiario prevaleciente era el tipo de cambio fijo. Se puede decir que
durante este período la gestión fiscal fue el ancla de precios.
b) Inflación moderada (1974-1978). En este lapso la inflación promedio
incrementó a 8,4% mientras que el crecimiento promedio se redujo a 4%. Una
de las características fundamentales de este período fueron los controles
masivos de precios y salarios y una política de subsidios directos e indirectos.
Ambas políticas, aunque insostenibles en el tiempo debido a la acumulación de
distorsiones que produjeron en el mercado laboral, de bienes y en el sector
externo, posibilitaron que en esos años el crecimiento de los precios fuera
menor al que ha debido resultar de las fuertes presiones de demanda producto
de políticas fiscal y monetaria expansivas. En este período se intenta dominar
la inflación con controles de precios y otorgamiento de subsidios, en un
ambiente donde el fisco disponía de abundantes recursos.
c) Inflación alta (1979-2001). En este período la inflación promedio fue 32,6%
mientras que el ritmo de actividad económica creció al 1,3% interanual. Entre
4
1950 y 2001, la volatilidad de la economía, medida por la inflación, incrementó
y se produjo una caída sustancial en el crecimiento económico. Desde el punto
de vista de la política económica este lapso se caracteriza por marchas y
contramarchas tal como puede observarse en el cuadro 2, donde están listados
los distintos regímenes cambiarios aplicados. Es de destacar que durante ese
lapso se implementaron tres programas de ajuste económico, coincidiendo los
dos valores históricos más elevados de la inflación 81 y 103, con los años en
los que se aplicaron dos de los planes, 1989 y 1996.
Cuadro 2. Regímenes Cambiarios adoptados
Período
1964-1983 (Febrero)
1983-1989 (Febrero)
1989-1992 (Septiembre)
1992-1994 (Junio)
1994-1996 (Abril)
1996-Presente
Régimen
Tipo de Cambio Fijo
Control de Cambios
(Tasas Diferenciales)
Flotación
Crawling Peg
Control de Cambios
Bandas de Flotación
Pudiéramos caracterizar el comportamiento de la economía venezolana, en estas
últimas dos décadas como volátil, fundamentalmente asociado a la incapacidad de
amortiguar los choques externos provenientes del mercado petrolero y de producir
las reformas institucionales, sobre todo en el ámbito fiscal. Cuando hay un choque
petrolero favorable, aumenta el gasto fiscal, cuando el choque se revierte el gasto
se mantiene o incluso se incrementa, entonces se recurre al endeudamiento. Al
restringirse la capacidad de endeudamiento y apreciarse el tipo de cambio real por
el efecto del gasto, se potencian las expectativas de devaluación. Luego,
sobreviene un fuerte ajuste del tipo de cambio que causa correcciones de precios.
Después de cada episodio de alza significativa de precios, la tasa promedio de
inflación se sitúa en un nivel más elevado, producto en buena medida de la
incorporación del mayor nivel de precios al proceso de formación de expectativas.
Dado que entre 1979 y 2001, se hacen evidentes importantes desequilibrios en
distintas variables económicas, algunos de los cuales se traducen en incrementos
5
de precios, consideramos pertinente enmarcar nuestro estudio dentro de ese
período y utilizar una metodología empírica que recoja cómo los desajustes en los
principales mercados incidan sobre el crecimiento de los precios.
Los primeros estudios sobre los determinantes de la inflación en Venezuela donde
enfatizaban la parte conceptual. En este sentido vale la pena destacar el trabajo
de Antivero y Castellanos (1980) quienes sostienen que la inflación es un
fenómeno estructural debido a las elevadas ganancias de las empresas como
consecuencia de la cartelización de los mercados en la economía venezolana.
Estos autores atribuyen la aceleración inflacionaria del período 1974-1978, a la
inflación importada. En presencia de un tipo de cambio fijo, en una economía con
sesgo importador como la venezolana, el incremento de precios en el exterior,
producto del incremento de precios del petróleo a mediados de los setenta, se
tradujo en un incremento de la inflación en Venezuela. Por su parte, Lovera (1986)
enfatiza que el incremento sustancial del gasto público luego de 1974, a comienzo
del primer boom petrolero, implicó un desequilibrio entre oferta y demanda
agregada interna. Dicho desajuste, pudo ser atenuado en términos de su efecto
sobre el crecimiento de los precios, por la capacidad de importar que confirieron
los crecientes flujos de divisas provenientes de las ventas de petróleo. La visión
expresada por estos estudios es compartida por el estudio empírico de Rodríguez
(1986) quien utilizando datos anuales para el período 1969-1981 encuentra que la
inflación externa es un determinante de la inflación interna. Obviamente, esta
estimación no es robusta en el sentido de que fue hecha con una serie que
contenía pocos datos y, por tanto, pocos grados de libertad.
Los estudios empíricos en general han mostrado que los principales determinantes
de la inflación están asociados a variables fiscales, a presiones salariales, en
algunos casos a variables cambiarias y al primer rezago de la inflación. Es
interesante destacar que en el corto plazo no se consigue una relación fuerte entre
variables monetarias y el crecimiento de los precios. Guerra, Olivo y Sánchez
(1995), para datos de frecuencia trimestral correspondientes período 1984-1994,
utilizando vectores autorregresivos, encuentran que los principales determinantes
de la inflación son el déficit interno, las presiones salariales y el primer rezago de
6
la inflación. No encuentran relación entre el crecimiento de los precios y el tipo de
cambio. Estos autores encontraron una relación de largo plazo entre precios y
dinero, y en el corto plazo se consiguió a través del término de corrección de
errores. Nicolescu y Puente (1994) llegan a conclusiones similares a las de los
trabajos antes mencionados. Por su parte, Dorta, Bello, Toledo y Silva (2001),
utilizando datos mensuales, consiguen evidencia de que la política cambiaria ha
incidido sobre la desaceleración en el crecimiento de los precios del período 20002001. Esto se consiguió a costa de generar importantes desequilibrios en el sector
externo, que a principios de este año se revelaron insostenibles, producto de la
importante sobrevaluación del tipo de cambio que produjo el ancla cambiaria.
Ninguno de los estudios antes mencionados consideran por separado la inflación
de bienes y servicios. Esto cobra particular importancia debido a que buena parte
de las políticas que se han utilizado para limitar el crecimiento de los precios a
partir de 1983 han estado basadas en el tipo de cambio. En el presente trabajo se
estiman separadamente una inflación para bienes y otra para servicios.
Adicionalmente la literatura antes mencionada no considera explicitamente los
efectos simultáneos que los desequilibrios en los principales mercados: bienes,
dinero y sector externo tienen sobre la inflación. La metodología utilizada en este
trabajo permite hacer eso. La misma ha sido utilizada en otros paises petroleros
como Nigeria e Irán por Kuijs (1998) y Liu y Adedeji (2000), respectivamente.
Kuijs (1998), utilizando datos de frecuencia trimestral, para el período 1983-96,
estima relaciones de largo de largo plazo y mecanismos de corrección de equilibrio
en los mercados de dinero, bienes y sector externo no petrolero. Su principal
resultado es que la inflación es determinada por las variables monetarias. Liu y
Adedeji (2000), aplicando la metodología desarrrollada por Kuijs al caso iraní,
muestran que la inflación es determinada por el exceso de oferta de dinero, el cual
a su vez incentiva la sustitución de la moneda local por divisas. Estos autores usan
datos trimestrales para el período 1989 y 2000. En la próxima sección es descrita
resumidamente la metodología utilizada por estos autores.
7
III. Relaciones de Equilibrio de Largo Plazo
A continuación se presentan relaciones de equilibrio para el mercado monetario,
para el sector externo y para el sector real de la economía. La economía
subyacente corresponde a una pequeña economía abierta cuyas exportaciones
están dominadas por un producto sujeto a importantes fluctuaciones en su precio.
El equilibrio en el sector monetario se representa convencionalmente como el
vaciado del mercado de dinero. Por su parte, para reflejar el equilibrio en el
sector externo se estima, mediante un modelo de fundamentos, el tipo de cambio
real de equilibrio (q*). Finalmente, el equilibrio del sector real se alcanza cuando la
economía se encuentra en su producto potencial.
III.1. Sector Monetario
La demanda de saldos reales empleada en este trabajo es similar a la
especificación de Arize y Melindretos (1999) para modelar el funcionamiento del
mercado de dinero para 12 países en vías de desarrollo, también empleada en
Arreaza et al (2001) para el caso particular venezolano.
Dicha especificación presenta la siguiente forma:
mt = α 1 y t + α 2π t + α 3 (it − it* ) + α 4 et
d
(1)
donde md es el logaritmo de la demanda de saldos reales (M2), y es el logaritmo
de producto real, i e i* representan la tasa de interés nominal interna y externa
respectivamente y e corresponde al logaritmo del tipo de cambio nominal. Por
último, π representa la tasa de inflación (esperada). En consecuencia los
coeficientes αi deben ser entendidos como elasticidades, a excepción de los
coeficientes que acompañan las tasas de interés y a la tasa de inflación, los cuales
representan semielasticidades.
8
En la ecuación 1 se espera que el coeficiente α1 presente signo positivo, dado que
un mayor nivel de actividad económica debe ser financiado con una mayor
demanda de dinero, indicando una mayor demanda de dinero para financiar una
mayor actividad económica. Por su parte, se espera que el coeficiente α2 presente
signo negativo recogiendo el hecho de que frente a un eventual deterioro del valor
real del dinero, los agentes se interesan en reducir sus tenencias en este activo. El
coeficiente α3 tiene signo indeterminado. Por un lado, existe un efecto de costo de
oportunidad que tiende a disminuir la demanda de dinero real, por el otro existe
un efecto sustitución hacia activos remunerados que tiende a incrementar las
tenencias de cuasidinero. Para aquellas definiciones de dinero que incorporen
activos remunerados, inclusive este efecto sustitución tendrá signo indeterminado.
De igual manera, el coeficiente que acompaña al logaritmo del tipo de cambio
tiene signo indeterminado ya que un crecimiento en esta variable podría bien
reducir las expectativas de depreciación, o bien incrementarlas dependiendo del
proceso de formación de expectativas por parte de los agentes, provocando así un
incremento o una reducción de las demandas de saldos reales según sea el caso.
Por otra parte, el signo también depende de la posición neta dev las tenencias de
activos de los agentes denominados en moneda extranjera. Si los agentes
mantienen parte de su patrimonio en activos denominados en moneda extranjera
y el tipo de cambio sube, existirá un efecto riqueza que tenderá a incrementar las
tenencias de dinero.
Una propiedad de estas especificaciones es que imponen homogeneidad de
precios; es decir, frente a cambios en el nivel general de precios, en el largo plazo
se produce una respuesta proporcional en la demanda de saldos nominales1.
A partir de la demanda de dinero, obtenemos la brecha monetaria (BMt) que
mediante algún mecanismo de transmisión se espera impacte la dinámica de
precios. Esta brecha se calcula simplemente como sigue:
BM t = mt − mtd
1
(2)
La validez de esta restricción para el caso venezolano se pone a prueba en Arreaza et al (2001)
9
III.2. Sector Externo
Para definir la brecha en el sector externo, en primer lugar se encuentra el tipo de
cambio real de equilibrio entendido como aquél que garantiza simultáneamente la
sostenibilidad del sector externo, con la plena utilización de los recursos
productivos internos. La metodología utilizada a tal fin,
fue desarrollada por
Baffes, Elbadawi y O’Connell (1999), consta de dos etapas y se conoce en la
literatura como modelos BEER (Behavorial Equilibrium Exchange Rate). Una
aplicación de este modelo fue hecha para Venezuela por Blyde (1999). Los pasos a
seguir en la estimación se resumen a continuación. En primer lugar se obtiene una
relación de largo plazo entre el tipo de cambio real observado y “sus
fundamentos”. Luego, para encontrar el tipo de cambio real de equilibrio, se debe
sustituir el “valor de equilibrio” de tales fundamentos en la relación previamente
encontrada. Para hallar estos “valores de equilibrio” se puede optar por aplicar un
filtro a las series. Es claro que este enfoque, a diferencia del basado en la Paridad
del Poder de Compra, no restringe el tipo de cambio real de equilibrio a un valor
fijo, siendo esto uno de sus principales atributos.
En nuestro caso, se busca una relación de largo plazo del siguiente tipo:
q t = β 0 + β 1 p tp + β 2 (it t − y t ) + β 3 (i − i*)
(3)
donde q es el tipo de cambio real de equilibrio. Por su parte, pp representa a los
precios del petróleo, que para nuestro caso actúan como una proxy de los
términos de intercambio. Por lo tanto, se espera que β 1 presente signo negativo.
Esto es debido a que la proporción de inversión total sobre el producto se
reconoce como una variable que recoge la productividad de la economía por lo
que se espera que el coeficiente estimado β 2 tenga signo negativo. Finalmente,
un incremento en el diferencial de tasas (i-i*) puede asociarse con un mayor flujo
de entradas de capital que tenderá en el largo plazo a incrementar la posición
deudora neta del país, lo cual requerirá un tipo de cambio real más depreciado
10
para garantizar el equilibrio. En otras palabras, se espera que β 3 sea mayor que
cero.
El tipo de cambio de equilibrio (q*) se obtiene de la siguiente forma:
q *t = β 0 + β 1 F ( p tp ) + β 2 F ((it t − y t )) + β 3 F ((i − i*))
(4)
donde el operador F(*) extrae el valor tendencial de su argumento2.
La brecha cambiaria (BCt) estará definida como la diferencia entre el logaritmo del
tipo de cambio de equilibrio y el logaritmo del tipo de cambio efectivo. Es evidente
que esta brecha recoge el grado de sobrevaluación o subvaluación del tipo de
cambio. Una virtud de esta metodología es que cambios transitorios en los
determinantes del tipo de cambio real, no tienen efecto sobre el tipo de cambio
real de equilibrio.
III.3. Sector Real
La brecha del sector real se define como la diferencia entre el producto observado
y el producto potencial.
Para estimar el producto potencial, se supone la
existencia de mercados competitivos, por lo cual la tasa de crecimiento del
producto puede ser descompuesta como sigue:
∆y t = α t ∆k t + β t ∆l t + Rt
(5)
donde αt y βt representan la participación del capital y del empleo en la renta
calculadas de manera variable a lo largo del tiempo, mientras que ∆yt, ∆kt y ∆lt
representan la tasa de crecimiento del producto, del capital y del empleo
respectivamente. Finalmente, el término Rt recoge la parte del crecimiento que no
está explicada por cambios en los factores productivos. A este término se le
conoce en la literatura de crecimiento como el residuo de Solow.
11
En primer lugar, encontramos Rt en (5) y construimos un índice (RSt) a partir de
esta variable3. Luego, se estima una relación de largo plazo del siguiente tipo:
yt = δ 0 + δ 1 k t + δ 2 lt + δ 3 rs t
(6)
donde las minúsculas indican que las variables están expresadas en logaritmos.
Luego, para estimar el producto potencial (y*), empleamos la ecuación (6) pero
sustituyendo el logaritmo del empleo (lt) por el de la Población Económicamente
Activa menos el Desempleo Natural (pobt). De manera tal que la brecha real (BRt)
quedará expresada de la siguiente manera:
BRt = y t − (δ 0 + δ 1 k t + δ 2 pobt + δ 3 rs t )
(7)
IV. Dinámica de Corto Plazo
Las ecuaciones antes descritas representan las relaciones de largo plazo para cada
uno de los tres sectores que conforman la economía. Sin embargo, en el corto
plazo, la dinámica de la inflación y del crecimiento dependerá - directa o
indirectamente - de los desequilibrios temporales en estos sectores, pero también,
de un vector X que incluye variables exógenas contemporáneas y rezagadas tales
como el crecimiento de los salarios y la tasa de depreciación del tipo de cambio,
así como variables endógenas rezagadas.
Esta dinámica se representa en forma no restringida en el siguiente sistema de
ecuaciones:
2
3
En este trabajo, F(*) es el Filtro de Hodrick y Presccott.
Este índice se construye asignando RS0=1 y RSt=RSt-1(1+Rt)
12
∆pt = φ∆ptb + (1 − φ )∆pts
n3
n1
n2
rr
∆ptb = α b + ∑ λbi BRt −i + ∑ γ bi BM t −i + ∑ δ bi BCt −i + ψX
i =1
n4
i =1
n5
i =1
n6
rr
∆p = α s + ∑ λsi BRt −i + ∑ γ si BM t −i + ∑ δ si BCt −i + θ X
s
t
i =1
n7
n8
i =1
i =1
i =1
(8)
i =1
rr
∆yt = α + ∑ λi BRt −i + ∑ γ i BM t −i + ∑ δ i BCt −i + τ X
Donde ∆pb y
n9
i =1
∆ps representan la inflación en bienes y en servicios
respectivamente, mientras que φ representa la ponderación del índice de precios
de bienes en el índice general de precios. Las flechas superiores denotan vectores.
En las ecuaciones de la inflación de bienes y de servicios se espera que la suma de
los coeficientes que acompañan a la brecha real presente signo positivo, indicando
que un exceso de demanda en el mercado de bienes implicará un crecimiento en
el nivel de precios. Para que el producto converja a su valor potencial, se espera
que la sumatoria de los coeficientes que acompañan a la brecha real en la
ecuación del crecimiento muestre signo negativo. En esa misma ecuación, la suma
de los coeficientes que acompañan la brecha monetaria debe ser no negativa
indicando que las expansiones monetarias podrían ser efectivas para promover
crecimientos del producto en el corto plazo. Por último, también en la ecuación de
crecimiento, se espera que la suma de los coeficientes que acompañan la brecha
cambiaria sea negativa indicando que la tendencia a la sobrevaluación impacta
desfavorablemente la competitividad del sector transable de la economía y en
consecuencia, reduce las tasas de crecimiento.
V. Análisis Econométrico
V.1. Los datos
El modelo fue estimado con datos trimestrales para el periodo muestral 19862000. Esto obedece a que algunas de las series de las variables4 consideradas en
Agradecemos al personal del Departamento de Apotyo Cuantitativo del BCV por el
suministro de la mayoría de las series
4
13
el estudio sólo están disponibles para el lapso señalado. Vale la pena mencionar
algunos de los casos donde se construyeron o completaron series como parte del
trabajo. Por ejemplo, el tipo de cambio real se construyó como un promedio
ponderado de tipos de cambios reales bilaterales para una muestra de 17 países
que en 1997 cubrían un 80% del volumen de comercio exterior. Esta última
variable sirvió de ponderación para el promedio mencionado. La serie de precios
del petróleo entre 1986 y 1987 es el precio spot del IFS,. Posteriormente, la serie
obtenida se deflactó con el IPC de USA.
De acuerdo con los contrastes de Dickey-Fuller (ADF) y Phillips-Perron (PP), todas
las variables en niveles son I(1) con tres excepciones. La hipótesis de que el
logaritmo del precio de los servicios es I(2) no pudo ser rechazada al 10% de
significación según ambos tipos de contrastes. Por su parte, la hipótesis de que el
logaritmo del nivel general de precios es I(2) fue rechazada al 5% de significación
según el contraste PP, pero no pudo ser rechazada al 10% de significación según
el contraste ADF. Finalmente, no se puede rechazar que el acervo de capital es
I(2) al 10% de significación según ambos tipos de contrastes.
V.2. Relación de Largo Plazo en el Mercado de Dinero
La tabla 1 muestra los resultados del contraste de cointegración de Johansen
correspondientes a la relación de largo plazo en el mercado de dinero. Los mismos
señalan la existencia de al menos una relación de cointegración5. La estimación
de la relación de cointegración es la siguiente6:
mtd = 2.595 yt − 0.005(it − it* ) − 0.450et − 0.027π t − 16.614
(6.13)
( −3.04)
( −13.15)
( −5.94)
(9)
Todas las elasticidades y semielasticidades son significativas estadísticamente y
con los signos esperados. El signo negativo de la semielasticidad “diferencial de
Este resultado es consistente con los encontrados por Arreaza et al (2001)
Se incluyeron variables ficticias exógenas para controlar por la estacionalidad. Los residuos de esta ecuación son
estacionarios al 1%, de acuerdo con el contraste de Dickey Fuller (estadístico: -2.97 y valor crítico: -1.62)
5
6
14
tasas” estaría asociado a un predominio del efecto de costo de oportunidad de
mantener activos no remunerados sobre el efecto sustitución de activos
remunerados denominados en moneda doméstica y extranjera. El signo negativo
del tipo de cambio nominal estaría evidenciando que las expectativas de
depreciación del tipo de cambio nominal se incrementan con un ascenso del
mismo. Incrementos de 1% en el producto real y en la tasa de inflación producen
un incremento de 2.6% y una caída de 2.7% en la demanda de saldos reales,
respectivamente. Por su parte, aumentos de un punto porcentual en ambos, el
diferencial de tasas y el tipo de cambio nominal, generan una caída de 0.5% en la
demanda de saldos reales. El gráfico 2 muestra la brecha monetaria calculada
según la ecuación (2) y la tasa de inflación. Resalta la coincidencia de los picos de
ambas variables, lo cual se explica por la disminución de la demanda de saldos
reales causada por un repunte de la inflación. Como veremos más adelante, las
variaciones de corto plazo de esta brecha monetaria, consecuencia de
perturbaciones no solo de la misma inflación sino de la política monetaria y del
resto de variables que determinan la demanda de dinero, van a tener influencia
con cierto rezago la dinámica del crecimiento económico. Este último influirá sobre
la brecha del producto que será la que finalmente guíe la dinámica de la inflación.
Cuadro 3: Contraste del Rango de Cointegración según Johansen
Mercado de Dinero
Muestra(ajustada): 1986:2 2000:4
Tendencia supuesta: Lineal determinística
Rezagos: 1-1
Hipótesis
Estadístico
No. de EC(s)
Autovalor
Traza
A
A
A
A
Ninguna
lo sumo 1
lo sumo 2
lo sumo 3
lo sumo 4
0.538983
0.313758
0.158554
0.095178
0.026354
85.56202
39.87716
17.66217
7.476795
1.575764
Valor Crítico
5%
Valor Crítico
1%
68.52
47.21
29.68
15.41
3.76
76.07
54.46
35.65
20.04
6.65
15
Gráfico 2: Brecha Monetaria e Inflación
.45
.6
.40
.5
.35
.4
.30
.3
.25
.2
.20
.1
.15
.0
.10
-.1
.05
-.2
.00
-.3
1986
1988
1990
1992
BM2
1994
1996
1998
2000
DLIPC
V.3. Relación de Largo Plazo para el Mercado Cambiario
Los resultados del contraste del rango de cointegración según Johansen para la
ecuación (3) son presentados en el cuadro 2. El estadístico-traza es menor pero
muy cercano del valor crítico al 5% de significación. En este sentido, se justifica el
rechazo de la hipótesis de que no existe relación de cointegración7. Los estimados
de los parámetros de la ecuación de largo plazo se dan a continuación:
qt = −1.489 ptp − 0.189(itt − yt ) + 0.010(it − it* ) + 8.154
(−1.15)
(−0.21)
(1.12)
(10)
Como puede observarse, la significación estadística de las variables es débil, sin
embargo, los signos de los parámetros estimados son los esperados. Estos
resultados son consistentes con los alcanzados por Blyde (1999). Baffes et al
(1999) argumentan que es suficiente encontrar la relación de cointegración y que
la misma tenga propiedad de atractor en la dinámica de las variables. El modelo
VEC evidencia que las dinámicas del tipo de cambio real y de la inversión total
7
También se incluyen variables exógenas ficticias para controlar por la estacionalidad y una variable ficticia
asociada a la fuerte perturbación producida por el paquete de medidas tomadas en el segundo trimestre de 1989.
16
como proporción del PIB responden significativamente a desequilibrios en esta
relación de largo plazo.
Cuadro 4: Contraste del Rango de Cointegración según Johansen
Sector Externo
Muestra(ajustada): 1986:2 2001:4
Tendencia supuesta: Lineal determinística
Rezagos: 1-1
Hipótesis
Estadístico
No. de EC(s)
Autovalor
Traza
Ninguna
A lo sumo 1
A lo sumo 2
A lo sumo 3
0.284669
0.267374
0.097289
0.045410
Valor Crítico
5%
Valor Crítico
1%
47.21
29.68
15.41
3.76
54.46
35.65
20.04
6.65
46.90246
27.13685
8.780750
2.741913
El tipo de cambio real de equilibrio se obtuvo sustituyendo en la ecuación de largo
plazo a la tendencia (filtro de Hodrick-Prescott) de los fundamentos. El gráfico 3
muestra el tipo de cambio real efectivo y el equilibrio estimado. Por su parte, el
gráfico 4 presenta la sobrevaluación relativa medida como la diferencia de los
logaritmos y la tasa de inflación. Aparentemente los periodos cuando la moneda
ha estado más sobrevaluada se encuentran a partir de 1994, lo cual coincide con
políticas cambiarias para controlar la inflación, vía las manipulaciones en el tipo de
cambio nominal.
Gráfico 3: Tipo de Cambio Real Efectivo y de Equilibrio
160
140
120
100
80
60
40
84
86
88
90
Q
92
94
96
98
00
Q*
17
Gráfico 4: Sobrevaluación e inflación
0.6
0.4
0.4
0.3
0.2
0.0
0.2
-0.2
-0.4
0.1
-0.6
-0.8
0.0
84
86
88
90
92
94
96
98
00
π
q*-q
V.4. Relación de Largo Plazo para el Sector Real
En una primera fase, la relación de largo plazo (6) entre el producto, el capital, el
empleo y el índice RSt se estima con datos anuales, ya que no se dispone de una
serie trimestral para el acervo de capital. Las pruebas de Dickey-Fuller sobre esta
serie se inclinan a favor de una integración de segundo orden, aunque el
estadístico de contraste no se encuentra muy lejos del valor crítico al 10%. Es
difícil encontrar una justificación teórica para incluir en la relación de largo plazo a
la primera diferencia del capital, y por tal motivo se incorpora en niveles. El cuadro
5 presenta los resultados del contraste de cointegración de Johansen para la
ecuación 6, indicando la existencia de al menos una relación de cointegración
hasta con un nivel de significación del 1%8.
Los parámetros estimados de la
función de producción de largo plazo son los siguientes:
8
Se intentó estimar una función de producción de largo plazo sin la variable RS pero el contraste de Johansen se
pronuncia por la inexistencia de cointegración. Estimaciones recursivas por OLS del coeficiente asociado a la
tecnología sugieren su inestabilidad sugiriendo un cambio estructural ocurrido en algún momento del período
1979-1990. Incluyendo en las estimaciones de la relación de largo plazo una variable ficticia aditiva, que toma el
18
yt = 0.591kt + 0.394lt + 0.925rst
(90.41)
( 49.95)
(11)
(81.15)
Todos los coeficientes son significativamente diferentes de cero. La suma de los
coeficientes del capital y el empleo es 0.985, sin embargo, la hipótesis de retornos
constantes a escala es rechazada al 1% de significación. Un incremento de 1% en
el acervo de capital induce un incremento del 0.59% en el producto, mientras que
un alza del 1% en el empleo genera un aumento de 0.39% en el producto. La
estimación del producto potencial anual se efectúa sustituyendo el capital, la
población económicamente activa menos una estimación del desempleo natural9 y
el índice RSt en esta ecuación. Seguidamente, se baja la frecuencia del producto
potencial anual a trimestral con el método "constant-match sum" del paquete
Eviews. El gráfico 5 despliega el producto efectivo y el producto potencial.
Cuadro 5: Contraste del Rango de Cointegración según Johansen
Función de Producción
Muestra(ajustada): 1954 2000
Tendencia supuesta: Lineal determinística
Rezagos: 1-3
Hipótesis
Estadístico
No. de CE(s)
Autovalor
Traza
Ninguna
A lo sumo 1
A lo sumo 2
A lo sumo 3
0.499303
0.252300
0.238476
0.022020
60.02873
27.51629
13.85089
1.046522
Valor Crítico
5%
Valor Crítico
1%
47.21
29.68
15.41
3.76
54.46
35.65
20.04
6.65
Una vez obtenido el producto potencial, estimado trimestralmente, se calcula la
brecha real según la ecuación (7)10. El gráfico 6 compara a la brecha real y a la
tasa de inflación. Debido a la estacionalidad del producto y por ende de la brecha
valor uno a partir de 1980 y cero en otro caso, el contraste de Johansen indica una relación de cointegración. El
año se seleccionó para aquel estadístico de Dickey-Fuller que más favorece la estacionaridad de los residuos
estimados por OLS. Cómo es de esperar, es para el mismo año donde la variable ficticia presenta la mayor
significación estadística.
9
La tasa de desempleo natural fue estimada aplicando el filtro de Hodrick-Prescott a la serie anual de desempleo
para el período 1950-2000. Se utilizó el parámetro λ=5000000 que produce un resultado de máxima suavización,
es decir una linea recta.
19
no es muy clara la relación entre ésta y la inflación. Sin embargo, como veremos
más adelante, la brecha resulta significativa en una ecuación para la inflación de
bienes, lo que constituye una especie de curva de Phillips.
Gráfico 5: Producto Efectivo y Producto Potencial
160000
150000
140000
130000
120000
110000
100000
1986
1988
1990
1992
1994
PPN
1996
1998
2000
PIB
Gráfico 5: Brecha Real e Inflación
.35
.12
.30
.08
.25
.04
.20
.00
.15
-.04
.10
-.08
.05
-.12
.00
-.16
1986
1988
1990
1992
BR
1994
1996
1998
2000
π
V.5. Inferencia sobre la Dinámica de Corto Plazo
10
El estadístico de Dickey Fuller (-2.46), sobre la estacionaridad de la brecha real, no está muy lejos del valor
crítico al 10% (-2.59).
20
El objetivo que se persigue en esta fase del estudio es inferir una estructura
parsimoniosa del modelo (8), permitiendo recoger del conjunto hipotético de
factores, aquéllos que determinan en forma relevante, directa o indirectamente, la
dinámica del proceso inflacionario tanto de bienes como de servicios.
La
estrategia seguida fue similar a la metodología de Hendry o el llamado London
School of Economics approach to model selection11. Esto permite reducir el
número
de
parámetros
estimados
mejorando
los
grados
de
libertad.
Adicionalmente, la exclusión de términos dinámicos irrelevantes contribuye a
mejorar la eficiencia de los estimadores y permite controlar un mayor número de
variables en un modelo. El tratamiento uniecuacional permite mayor flexibilidad
para el diagnóstico y tratamiento de la heterocedasticidad y la autocorrelación. En
nuestro caso particular, esto es de especial importancia ya que muchos estudios
han demostrado que las perturbaciones de las ecuaciones de inflación tienden a
presentar algún tipo de heterocedasticidad condicional autorregresiva12. Estas
ventajas tienen como contrapartida, con relación a un modelo VAR, una mayor
dificultad para calcular la función de impulso respuesta y para el análisis de
descomposición de varianza.
En el cuadro 6 se presentan los resultados obtenidos para la inflación de bienes y
de servicios. Nótese que existen dos versiones para el caso de la inflación de
bienes, la primera incluye la brecha real y la segunda incluye el gasto público
como proporción del PIB. Esta separación trata de controlar la redundancia en las
variables explicativas toda vez que el PIB13, que forma parte de la brecha, incluye
al gasto público en su composición. Para la inflación de servicios no presentamos
una ecuación con la brecha ya que la misma no es estadísticamente significativa.
Es importante destacar que todas las ecuaciones en esta tabla fueron estimadas
suponiendo que la varianza de las perturbaciones sigue un proceso ARCH de
11
El método aplicado se puede resumir de la manera siguiente: Se parte de una ecuación dinámica lo más
general posible con relación al tamaño de muestra y mediante un procedimiento de simplificación por etapas, se
selecciona una ecuación que, entre otras condiciones, solo tenga términos relevantes y esté correctamente
especificada desde el punto de vista econométrico.
12
Existen muchos estudios donde se utiliza este tipo de especificaciones en modelos de inflación, como en Engle
(1983) y en el caso venezolano en Dorta et al (1997).
13
Otra variable fiscal que se probó fue la razón deuda-PIB, pero la misma no resultó significativa.
21
primer orden.
Como puede observarse, el termino ARCH es estadísticamente
significativo, hasta con un nivel de significación del 10%, en todos los casos.
Los resultados del cuadro 6 indican los factores que directa y significativamente
determinan la inflación. Luego veremos que hay otros factores que lo hacen de
manera indirecta a través de la ecuación del crecimiento económico, el cual pasa a
determinar la brecha real.
En la primera versión de la ecuación de bienes, la variable con mayor significación
estadística fue precisamente la brecha real, seguida en orden de significación por:
La tasa de crecimiento del salario (denotado por s) rezagada un período, la
inflación de servicios rezagada un período, la tasa de crecimiento del tipo de
cambio nominal, la inflación de bienes rezagada un periodo, el factor estacional del
segundo trimestre, la tasa de crecimiento del tipo de cambio nominal rezagada un
periodo y el régimen de control de cambios14. Las estimaciones puntuales de los
coeficientes, cuyos signos coincidieron con los esperados, miden elasticidades y/o
semielasticidades promedio de corto plazo. Los efectos a un plazo mayor requieren
de la resolución dinámica del modelo.
En la ecuación para la inflación de servicios, la variable con mayor significación
estadística fue la inflación de servicios rezagada un período seguida por: la
inflación de bienes rezagada un periodo, la tasa de crecimiento del salario, el
control de cambios, la tasa de crecimiento del tipo de cambio nominal y el gasto
público como proporción del PIB rezagado uno y dos periodos. Como en el caso de
bienes, todos los coeficientes estimados poseen los signos esperados y los mismos
miden elasticidades y/o semielasticidades de corto plazo. Medir los efectos a un
plazo más largo requiere resolver dinámicamente el modelo, tal como se mencionó
en el caso de bienes.
Al comparar los resultados para las ecuaciones de bienes y servicios, llama
particularmente la atención que la brecha real es solamente significativa para la
14
Se controló por otras variables ficticias correspondientes a los diferentes regímenes cambiarios implantados
durante el período en estudio. Las mismas no resultaron estadísticamente significativas.
22
inflación de bienes. Este resultado puede ser explicado porque la canasta que
integra a los servicios contiene una alta ponderación en rubros cuyos precios están
sujetos a controles administrativos. En consecuencia la dinámica de la inflación de
servicios pareciera ser independiente de la fase del ciclo económico. Los factores
de costos resultaron significativos en ambas ecuaciones de inflación. Como es de
esperar, el tipo de cambio resultó más relevante, tanto en magnitud como en
significación estadística, para explicar la inflación de bienes debido a que el
componente transable es fundamental en la canasta que se utiliza para medir este
tipo de inflación. Por su parte, los salarios también resultaron más importantes en
la inflación de bienes, lo cual sorprende un poco dado que los servicios son más
intensivos en el factor trabajo que los bienes. Tanto la inflación de bienes como la
de servicios presentan una importante persistencia, la cual es recogida por la
magnitud del coeficiente del primer rezago de la variable dependiente, siendo ésta
mayor en el caso de los servicios que para el caso de los bienes. Este resultado es
consistente con el encontrado en Dorta et al (2000).
Al observar la segunda versión de la inflación de bienes, se aprecia que algunas
regularidades se mantienen a pesar de excluir la brecha real como variable
explicativa. En particular, la persistencia de la serie sigue siendo mayor para la
inflación de servicios que para la de bienes. Asimismo, la tasa de depreciación
sigue afectando más significativamente a esta última. De igual manera, la variable
artificial correspondiente al período del control de cambios mantiene su
significación estadística. Sin embargo, vale destacar que al sustituir la brecha real
por la razón gasto público-PIB, la variación de los salarios deja de ser
estadísticamente significativa.
Como se mencionó anteriormente, las perturbaciones, tanto para la inflación de
bienes como para la de servicios, presentan heterocedasticidad condicional
autorregresiva,
la cual es bien representada por un proceso ARCH de primer
orden. Como puede apreciarse en el gráfico 7, se verifica que la volatilidad de los
choques, representada por las desviaciones estándares condicionales, es superior
para la inflación de bienes. La modelación de la varianza condicional permite omitir
23
el uso de variables artificiales para intervenir los modelos, al restarle influencia a
las observaciones que siguen a las mayores innovaciones (elevadas al cuadrado)
para la estimación de los parámetros. Nótese que los picos mas pronunciados para
la desviación estándar condicional se alcanzan durante el primer trimestre de 1989
y el segundo trimestre de 1996, fechas que coinciden con importantes cambios en
la orientación de la política económica.
24
Cuadro 6: Estimación de Ecuaciones de Inflación
Variable
Bienes I
Intercepto
Bienes II
-
Control de
Cambios
-
0.018
(2.26)
0.209
(5.37)
0.308
(11.02)
0.219
(19.74)
∆pb-1
∆ps-1
BR
GP/PIB(-1)
-
GP/PIB(-2)
-
∆s
-
0.018
(1.65)
0.301
(2.86)
0.293
(2.922)
-
-
0.085
(5.467)
-
0.152
(11.49)
0.155
0.205
(9.32)
(9.97)
0.086
0.079
(4.88)
(2.36)
0.016
0.020
(5.16)
(2.49)
Ecuación de la Varianza
4.88E-07
1.48E-04
(0.072)
(1.74)
2.38
1.308
(4.18)
(2.42)
∆s-1
∆e
∆e-1
Trim. 2
C
ARCH(1)
R-cuadrado
ajustado
0.314
Servicios
0.161
(4.60)
0.030
(3.44)
0.141
(3.64)
0.427
(5.48)
0.415
0.053
(2.83)
0.031
(1.93)
0.159
(3.50)
0.049
(2.99)
1.6E-04
(1.99)
0.725
(1.67)
0.739
En todas las ecuaciones los correlogramas de los residuos no
presentan evidencias de autocorrelación y los contrastes de
normalidad no pudieron ser rechazados con una significación
del 5%
Gráfico 7: Desviaciones Estándares Condicionales
.4
.3
.2
.1
.0
1986
1988
1990
Bienes 1
1992
1994
Bienes 2
1996
1998
2000
Servicios
25
Pasamos ahora al análisis de los principales factores que afectan indirectamente a
la inflación a través de la brecha real. Se debe tener siempre presente que los
resultados encontrados hasta ahora señalan que la brecha real afecta
significativamente a la inflación de bienes pero no a la de servicios y, por lo tanto,
también tendrá un efecto importante en la inflación general15. Es por eso que
resulta de utilidad estimar una ecuación para la tasa de crecimiento del PIB
(ecuación 8), la cual determina, en gran medida, las variaciones de la brecha real.
Cualquier factor que incida en el corto plazo sobre la tasa de crecimiento estaría
provocando un cambio en la brecha real y por ende otro en la tasa de inflación en
la misma dirección. Otras fuentes de variación de la brecha real son las que
inciden sobre el producto potencial.
En el cuadro 7 se presentan sendas ecuaciones de crecimiento. La segunda
ecuación sólo difiere de la primera en la exclusión de la brecha monetaria, debido
a que la misma no es significativa estadísticamente. Las variables artificiales que
recogen el comportamiento estacional de la serie resultaron ser las de mayor
significación estadística, seguidas de la brecha real rezagada un período, del tercer
rezago de la tasa de crecimiento del PIB, de la brecha cambiaria rezagada un
período y de la tasa de crecimiento del dinero (M2) rezagada dos periodos. El
signo negativo de la brecha real indica que en ausencia de choques, la tasa de
crecimiento del PIB disminuye cuando el producto corriente se aleja por arriba de
su nivel de pleno empleo en el periodo anterior. Por su parte, el signo negativo de
la brecha cambiaria sugiere que una sobrevaluación en el periodo anterior afecta
negativamente a la actividad real. Por último, expansiones monetarias impactan
positivamente al producto en el corto plazo, no obstante la irrelevancia de los
desequilibrios en el mercado de dinero en la dinámica del producto.
Nótese que el sistema dinámico constituido por las ecuaciones de inflación y
crecimiento presentadas anteriormente no representa estrictamente un modelo
con corrección de desequilibrios en virtud de que la brecha real entra
contemporáneamente en la ecuación de inflación. En nuestro caso, lo que se
26
intenta es medir el efecto que los desequilibrios tienen sobre la inflación y el
crecimiento, siguiendo a Liu y Adedeji (2000).
Cuadro 7: Estimación de Ecuaciones de Crecimiento
Variable
C
∆y-3
BR-1
BC-1
BM-1
∆m-2
Trim(2)
Trim(3)
Trim(4)
π-1
π-3
π-4
R-cuadrado
ajustado
Crec I
Crec II
-0.059
(-6.32)
0.375
(4.27)
-0.533
(-4.90)
-0.031
(-4.12)
0.008
(0.37)
0.094
(1.91)
0.059
(5.00)
0.062
(7.35)
0.116
(9.22)
-0.151
(-2.13)
0.148
(2.40)
-0.086
(-1.36)
-0.058
(-7.12)
0.365
(4.37)
-0.552
(-5.70)
-0.031
(-4.43)
0.094
(1.97)
0.058
(5.22)
0.061
(7.90)
0.114
(10.20)
-0.132
(-2.82)
0.144
(2.44)
-0.093
(-1.57)
0.899
0.878
-
En todas las ecuaciones los correlogramas de los residuos y
los contrastes LM no presentan evidencias de
autocorrelación. Por su parte, los contrastes de
heterocedasticidad de White y ARCH, así como los de
normalidad, no pudieron ser rechazados con una
significación del 5%.
15
La ponderación de bienes y servicios en el IPC general es de aproximadamente 50 y 50 por ciento.
27
VI. Conclusiones
La principal conclusión que se desprende de este estudio es que la brecha real
afecta directamente a la inflación de bienes mientras que la brecha cambiaria
afecta de manera indirecta a la mencionada inflación. Por su parte, consistente
con los resultados de otros estudios para el caso venezolano, la brecha monetaria
no parece influir, directa ó indirectamente, sobre la inflación de bienes ni la de
servicios. En el caso de la explicación de la inflación de servicios, el mayor peso
descansa en factores de costos como los salarios y el tipo de cambio, y en
variables de demanda como el gasto público. No se encontró evidencia de que la
inflación de servicios sea explicada por los desequilibrios en cuestión.
Más detalladamente los resultados nos permiten sostener lo siguiente:
a) La
brecha
real
sólo
es
significativa
en
la
inflación
de
bienes
(contemporáneamente) lo cual pudiera explicarse por los controles que el
gobierno aplica a muchos servicios como los alquileres, suministro eléctrico,
comunicaciones, transporte público y otros. Lo anterior implica la escasa
dependencia de la inflación de servicios de los ciclos económicos. Por
consiguiente la dinámica de la inflación general responde en el corto plazo a la
brechas real, ya que aquélla es un promedio ponderado de la de bienes y de
servicios.
b) Los factores de costos resultaron significativos en ambas ecuaciones de
inflación. Como es de esperar, el tipo de cambio resultó más relevante, tanto
en magnitud como en significación estadística, para explicar la inflación de
bienes. Los salarios también resultaron más importantes en la inflación de
bienes. Este resultado, un tanto sorprendente, pudiera explicarse por los
controles de precios en los servicios.
28
c) Tanto la inflación de bienes como la de servicios presentan una importante
persistencia, siendo ésta mayor para el caso de los servicios. Este resultado
coincide con el de trabajos anteriores.
d) Las perturbaciones tanto para la inflación de bienes como para la de servicios
presentan heterocedasticidad condicional autorregresiva,
la cual es bien
representada por un proceso ARCH(1). Se verifica que la volatilidad de los
choques es bastante superior para la inflación de bienes. La modelación de la
Varianza Condicional permite omitir el uso de variables artificiales para
controlar por choques a la inflación, al ponderar menos tales observaciones en
la estimación de los coeficientes.
e) Se construyeron variables artificiales para controlar por arreglos cambiarios.
Sólo resultó estadísticamente significativa la asociada al período del Control de
Cambio (junio 94 - Marzo 96), la cual presentó signo positivo.
f) Como variables fiscales se incorporaron la relación Deuda/PIB, la cual resultó
no significativa, y la relación Gasto Público / PIB, que resultó significativa, para
explicar la inflación de bienes y servicios.
g) La sobrevaluación impacta
desfavorablemente la tasa de crecimiento. En
efecto, según el coeficiente, una sobrevaluación de 1% reduce la tasa de
crecimiento del PIB en 0.03%, con un retardo de 1 trimestre.
h) Un incremento de la tasa de crecimiento del dinero produce una expansión de
la actividad económica. Este efecto comienza a manifestarse con un rezago de
2 trimestres en promedio.
i)
En términos de la efectividad de los instrumentos del Banco Central para abatir
la inflación, podemos afirmar que el ancla cambiara, usada intensivamente
desde la década de los ochenta, ha contribuido a reducir las tensiones
inflacionarias en el corto plazo. Esto, tanto por su efecto directo sobre la
29
estructura de costos, como por su efecto sobre la brecha real. No obstante,
estudios previos alertan sobre los riesgos de acumular significativos niveles de
sobrevaluación que terminan socavando la credibilidad en el esquema
cambiario y atentando contra la política antinflacionaria. Por otro lado, el
combate contra la inflación, apoyado exclusivamente en el ancla cambiaria,
presenta importantes costos en términos de la actividad real de la economía,
tal y como lo muestran los resultados obtenidos.
j) Desequilibrios en el mercado de dinero no son relevantes para la
determinación de la inflación, ni para la actividad económica. No obstante, la
tasa de crecimiento del dinero nominal si tiene un efecto importante sobre la
tasa de crecimiento del producto y por lo tanto termina por presionar la
inflación.
Lo anterior implica la conveniencia de que la política monetaria
propicie tasas reducidas de crecimiento del dinero; en particular, evitar
financiamientos monetarios del déficit fiscal.
Adicionalmente, en este trabajo se especifica y estima un modelo de oferta y
demanda agregadas que permite describir las principales características de la
dinámica
inflacionaria, conjuntamente con la del crecimiento económico de
Venezuela con frecuencia trimestral para el periodo 1986-2000. El modelo permite
la existencia de desequilibrios temporales en el mercado de dinero, en el mercado
de bienes y servicios y en el tipo de cambio real, los cuales influyen sobre la
dinámica de las variables endógenas. Es importante destacar que las ecuaciones
estimadas pueden ser utilizadas como parte de un Modelo Macroeconómico de
Pequeña Escala, ya que la estructura básica de estos modelos contiene: una curva
de Phillips o de oferta agregada, una ecuación de demanda agregada, una
ecuación para la demanda de dinero, una ecuación para la paridad no cubierta de
intereses y una regla de política. Entre los usos de este tipo de modelos podemos
mencionar los siguientes: analizar la reacción de la economía ante diferentes
choques exógenos, investigar las implicaciones para la inflación y el producto de
diferentes reglas de política, calcular respuestas al impulso y/o simular el modelo
estocásticamente.
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