1 resumen - Universidad Nacional del Callao.

I.
INDICE
I.
INDICE------------------------------------------------------
----------------
1
II.
RESUMEN ------------------------------------------------------------------
2
III.
INTRODUCCION --------------------------------------------------------
3
IV.
MARCO TEORICO --------------------------------------------------------
5
V.
MATERIALES Y METODOS -----------------------------------------
VI.
RESULTADOS ------------------------------------------------------------
11
15
6.1Estimación del tipo de cambio efectivo ---------------------
15
6.2 Estimación del tipo de cambio efectivo real -----------
21
6.3 La paridad del poder adquisitivo relativo
25
--------------
6.4 Efectos de la subvaluación o sobrevaloración
Del tipo de cambio Sobre las exportaciones---------------
38
6.5 Efecto de la subvaluación o sobrevaloración
Del tipo de cambio Sobre las importaciones----------
45
6.6Efecto de la subvaluación o sobrevaloración
Del tipo de cambio Sobre el saldo de la balanza comercial
47
VII
DISCUSION -----------------------------------------------------------
50
VIII
REFERENCIALES ---------------------------------------------------
56
IX
APENDICE
57
-------------------------------------------------
ANEXOS --------------------------------------------------------------
59
1
II.
RESUMEN
El objetivo de este proyecto de investigación, es analizar la relación entre el tipo de
cambio y la teoría de la paridad del pode adquisitivo en su versión relativa, analizar la
sobrevaloración o subvaluación del tipo de cambio en relación a la moneda de los
estados Unidos y en relación a la canasta de monedas de los principales socios
comerciales, y estudiar los efectos de la subvaluación o sobrevaloración sobre las
exportaciones, importaciones y sobre el saldo de la ba
za comercial. Entre Los
principales hallazgos tenemos, que el modelo propuesto por Maurice Levi (1997), para
la paridad del poder adquisitivo en su versión relativa, explica en forma limitada las
variaciones del tipo de cambio, puesto que el modelo solo explica el 36%, pero, la
variable diferencial en los niveles de precios es estadísticamente significativo y el
parámetro estimado es 1.16. Por otra parte, el modelo de ajuste parcial estimado,
explica el 97% de las variaciones del tipo de cambio, y que el diferencial de los índices
de precios de Perú y la de los EEUU, explican las variaciones del tipo de cambio a
corto y largo plazo, sin embargo, no se cumple exactamente lo que sostiene la PPA en
su versión relativa. De otro lado, el nuevo sol en el periodo 1993-2007 se deprecio
con respecto al dólar norteamericano y que el nuevo sol se deprecio con respecto a la
moneda de los 18 países que conforman la canasta de monedas de los principales
socios comerciales, es decir la canasta de monedas valía al final de 2007, 1.8326 lo
que costaba en 1993, o lo que es equivalente, el nuevo sol se había depreciado
respecto a ellas en 45.43%. De acuerdo al tipo de cambio real efectivo, es decir
considerando los índices de precios de los principales socios comerciales de Perú,
tomando como año base 1993, el nuevo sol se deprecio con respecto a la canasta de
monedas en 30.87%. De otro lado, la subvaluación del nuevo sol con respecto al dólar
USA, tuvo una influencia positiva sobre la tasa de cre
to de las exportaciones, no
tuvo ningún efecto sobre las importaciones y tuvo un efecto positivo sobre el saldo de
la balanza comercial en el periodo 1993
2
III.
INTRODUCCION
Durante el periodo de análisis de este proyecto de investigación, en Perú, el régimen
del tipo de cambio, es el de tipo de cambio flexible, donde, sin bien es cierto que el tipo
de cambio se determina por las fuerzas de la oferta y demanda de divisas, sin
embargo, el Banco Central de Reserva del Perú, interviene en el mercado de divisas
del Perú frecuentemente cuando así lo crea conveniente, con el objeto de estabilizar el
tipo de cambio, a fin de que este no sea muy volátil. De otro lado, sabemos que el tipo
de cambio es uno de los factores que afectan la competitividad internacional de un
país, es decir que influye en la capacidad de que la oferta exportable se mantenga o
se incremente en el mercado externo. La teoría de la paridad del poder adquisitivo
(TPPA) en su versión relativa sostiene, que el tipo de cambio varía de acuerdo al
diferencial de las inflaciones del país local y del país extranjero, tambien observamos,
que el Perú mantiene relaciones comerciales con muchos países, así el año 2007, el
Perú comercio con 18 países con 1 o más por ciento del total de las importaciones y
exportaciones; desde este punto de vista, el Perú es un país que tiene diversificado su
comercio exterior, es decir, ni sus exportaciones e importaciones dependen de un solo
país extranjero; en este contexto tanto, el tipo de cambio efectivo y el tipo de cambio
efectivo real nos indicaran, si la moneda del Perú, es decir el nuevo sol se ha
depreciado o apreciado con respecto al conjunto de sus socios comerciales, por ende,
en cualquier análisis que se haga sobre el tipo de cam
se tendrá en cuenta la
moneda de todos estos países, en consecuencia, juntamente a la teoría de la paridad
del poder de compra, nos será de importancia para el análisis del tipo de cambio y el
comercio exterior los conceptos de tipo de cambio efectivo y del tipo de cambio
efectivo real
Al formular el problema de investigación, planteamos las siguientes preguntas de
investigación: ¿La paridad del poder adquisitivo en su versión relativa explica las
3
variaciones del tipo de cambio en el Perú? ¿El tipo de cambio del Perú está
subvaluado o sobrevaluado con respecto al dólar norteamericano?, ¿Si el tipo de
cambio está subvaluado o sobrevaluado respecto al dólar norteamericano, cual es el
efecto de este hecho sobre las exportaciones, importaciones y sobre el saldo de la
balanza comercial?, ¿Como el Perú tiene18 países que son sus socios comerciales
más importantes, la moneda peruana se ha apreciado o depreciado respecto a la
canasta de monedas de estos países? Entonces, el objetivo de este proyecto de
investigación es estudiar en primer lugar, si la teoría de la paridad del poder adquisitivo
explica o no y en qué medida las variaciones del tipo
cambio en el Perú, en
segundo lugar averiguar si el tipo de cambio en el Perú está subvaluado o
sobrevalorado y si esto es así, Cuales serian los efectos de este hecho en el nivel de
las exportaciones, en las importaciones y en el saldo de la balanza comercial. La
importancia de este proyecto radica en el hecho de que la universidad es una entidad
autónoma, y como tal, los resultados de la investigación serán tambien independientes
y carentes de algún sesgo que refleje la defensa de un interés particular. Este tipo de
proyecto de investigación, tambien, lo puedan hacer entidades privadas, pero muchas
veces,
sus objetivos y resultados están direccionados en la protección de algún
interés particular. De otro lado con este trabajo queremos modestamente participar en
el conocimiento de la forma en que se determina y se comporta a largo plazo el tipo de
cambio en el Perú; puesto que esta variable, es uno de los precios importantes de la
economía de un país, que no solo interesa a los importadores y exportadores, sino
tambien a la estabilidad y competitividad de la economía en su conjunto y al bienestar
de la población.
4
IV.
MARCO TEORICO
El mercado de divisas, es un mecanismo que permite que la demanda de divisas
converja con la oferta de divisas y que se determine el precio de equilibrio. Una de las
funciones del mercado de divisas es determinar los precios de diferentes divisas. El
precio de una divisa en términos de otra se llama tipo de cambio. El mercado global de
divisas es el mercado financiero más grande y más liquido del mundo. El mercado
divisas está compuesto por los siguientes segmentos según (Martin, Marin, 2006):
a) El comercio internacional de bienes y servicios
b) Las inversiones en el extranjero, tanto directas como de cartera
c) La especulación y arbitraje en los mercados
De los cuales, actualmente los mercados b) y c) son los más relevantes en magnitud,
porque se estima que el comercio internacional de bienes y servicios explica
aproximadamente solo el 2% de los montos negociados. Contrasta esta situación con
lo que sucedía en siglos pasados en los que el comercio internacional era casi la única
causa de los flujos de divisas en el mercado
El mercado global de divisas es único, pero consiste en dos segmentos principales de
acuerdo a los plazos, pero estrechamente
relacionados entre sí según Zbigniew
Kozikowski (2007):
a) El mercado al contado o spot
b) El mercado a plazo(Forward)
Cada uno de los mercados anteriores tambien están segmen
en varios niveles,
así, el mercado de divisas al contado tiene tres niveles: al menudeo, al mayoreo y e
interbancario, en el nivel al menudeo lo manejan las ventanillas bancarias y las casas
de cambio ubicadas en aeropuertos y lugares turísticos o calles, en el mercado al
5
mayoreo se realizan transacciones en cantidades mayores de 10 mil dólares USA, en
ella participan bancos, las casas de cambio, pequeñas
medianas empresas
involucradas en el comercio internacional; en el mercado interbancario, el monto de
una transacción rebasa un millón de dólares USA. La transacción lo realizan mediante
el intercambio de depósitos bancarios en diferentes divisas a través de la vía
electrónica, en este mercado la entrega efectiva, ocurre 24 0 48 horas después de
concluir la transacción. En el mercado a plazo, la entrega de las divisas objeto de la
transacción generalmente es a, uno, dos, tres o seis meses. Un contrato a plazo o
Forward el tipo de cambio se fija en el momento en el
se formaliza el contrato. Se
utiliza básicamente en transacciones de cobertura de riesgo de tipo de cambio.
La modalidad de la fijación del tipo de cambio en el Perú es la de la flotación sucia
como ya se indico; en este caso las fuerzas de la oferta y la demanda se encargan de
determinar o fijar constantemente las cotizaciones, es decir los precios de las
monedas unas en términos de otras fluctúan diariamente. Una política monetaria,
como uno, de altos tipo de intereses domésticos es probable que
luya apreciando la
moneda ante la demanda de la misma por inversores extranjeros deseosos de
beneficiarse con
las altas rentabilidades ofrecidas.
otro lado si la balanza
comercial del país está muy deteriorada, mostrando im
muy altas frente a
las exportaciones, la demanda de moneda extranjera
puede presionar a la
depreciación de la moneda; frente a estos eventos, el Banco Central del Perú
interviene frecuentemente comprando o vendiendo la divisa. En este proyecto de
investigación, se estudia la relación del tipo de cambio al contado con inflación, no se
examina la relación del tipo de cambio a plazo con tipos de interés, que es abordado
por la teoría de la paridad de los tipo de interés(TPTI), para examinar si el diferencial
en el nivel de precios de Perú y la de los países extranjeros influye o no sobre la
variación del tipo de cambio al contado o tipo de cambio nominal, utilizaremos la
paridad
del poder
adquisitivo
relativo,
y para
analizar
la
subvaluación o
6
sobrevaloración del tipo de cambio al contado, utilizaremos como herramientas de
estudio los siguientes conceptos: El tipo de cambio nominal, el tipo de cambio real, l
tipo de cambio efectivo y el tipo de cambio real efectivo, estos conceptos están
basados
en
las
definiciones
hechas
por:
Mankiw,
Gregory
(2003),
Rahnema,Ahmed(2006) y Appleyard, Dennis y Field, Alfred(2003)
Tipo de c ambio no minal (TCN). Es el precio de una moneda expresado en unidades
monetarias de otra, en este proyecto de investigación utilizamos como tipo de cambio
nominal el tipo de cambio al contado o spot
El tipo de c ambio re al de un país lo c al (TCR) respecto de otro (país extranjero) es el
precio relativo de los bienes extranjeros expresados en términos de bienes locales. El
tipo de cambio real está definido en términos del tipo de cambio nominal y el nivel de
precios en los dos países. La evolución del tipo de cambio real mide las desviaciones
de la paridad del poder adquisitivo, bajo el supuesto de q
el tipo de cambio inicial es
de equilibrio. En este contexto se considera que el tipo de cambio es de equilibrio si
cumple con la PPA absoluta
TCR= TCN (IPC*/IPC)
Donde:
TCR: es el tipo de cambio real
IPC*: índice de precios al consumidor del país extranjero
IPC: índice de precios al consumidor del país local
TCN: tipo de cambio nominal
Tipo de c ambio e fe c tivo (TCE), es la media ponderada de los tipos de cambio
bilaterales de la moneda de un país en relación con las monedas de sus principales
socios comerciales. El tipo de cambio efectivo (TCE) sirve para analizar la evolución
7
de una moneda respecto a un conjunto determinado de monedas. El tipo de cambio
efectivo (TCE) es la medida de la fuerza o debilidad relativa de una divisa
determinada, teniendo en cuenta los numerosos socios con los que el país estudiado
comercia y a cada uno de ellos con su propio tipo de cambio.
TCE = ? Rindice W i
Rindice: Tipo de cambio del año analizado entre el tipo de cambio del año base
W i: comercio total del país i entre la suma del comercio total de los países elegidos
i: los países elegidos o escogidos para el análisis
Los países elegidos para calcular W i son los socios más importantes con el que
comercia el país analizado
El tipo de c ambio re al efe ctivo (TCRE): es el tipo de cambio efectivo nominal
deflactado por una media ponderada de precios o costes externos en relación con los
precios o costes del país local. El TCRE es una medida de la competi
dad en
términos de precios y costes
TCRE = ? (índice TCR)i (W i)
La te o ría de la paridad de l po de r adquis itivo :
En la teoría de la paridad del poder adquisitivo (TPPA) o tambien llamada la teoría del
poder de compra, existen dos versiones de la TPPA: la versión absoluta y la versión
relativa: La versión absoluta de la TPPA se basa en la ley del precio único, que dice
que el precio de un bien o servicio deber ser el mismo en dos países cuando se
expresa en la misma moneda, mientras que la ley del precio único se refiere a
productos individuales, la paridad del poder adquisitivo absoluta considera el nivel
general de precios, entonces la TPPA absoluta establece que los niveles de precios en
todos los países deben ser iguales cuando se expresan
términos de la misma
8
moneda, así, el nivel de precios en Perú , por ejemplo, debe ser igual al nivel de
precios en EEUU, multiplicado por el tipo de cambio. La TPPA absoluta no se cumple
por los siguientes hechos: si la proporción entre los
transables y no transables
en las canastas con el cual se calculo las respectivas índice de precios son diferentes,
las barreras arancelarias, es decir, el nivel promedio de aranceles son diferentes entre
los países, además algunos países tienen barreras para arancelarias y otros no, los
impuestos sobre las ventas a las importaciones (IGV, ISC), los costos de transporte y
otros costos de transacción son diferentes en los países.
La ve rs ión re lativa de la TPPA, indica, que el tipo de cambio entre las monedas de
dos países se ajusta según el diferencial de inflación entre los dos países. El siguiente
razonamiento de la TPPA en su versión relativa, elaborado por Rahnema Ahmad
(2006) y formalizado por el autor de este proyecto de investigación, explica lo
afirmado:
a) Supongamos, que en el momento inicial el nivel de precios en el país local es
IPCL =Pl y en el país extranjero es IPCE = PE es igual o sea PL = PE
b) Después de una año y debido a la inflación en el país local(p L) el índice de
precios será:
PL (1 + p L)
c) En forma análoga, el índice de precios en el país extranjero será:
PE (1 + p E)
d) Si la inflación en el país local es mayor que la inflación en el país extranjero,
0 sea: p L > p E y el tipo de cambio entre la moneda local y la moneda extranjera
no varía, el poder adquisitivo de los consumidores locales para comprar
productos extranjeros importados
sería superior al de su poder adquisitivo
para adquirir los productos locales
9
e) Según la versión relativa de la TPPA, el tipo de cambio entre las dos monedas
experimentaría una variación igual a la diferencia de las tasa de inflación entre
los dos países para evitar cualquier variación en el poder adquisitivo
f) En este último caso el índice de precios extranjero desde la perspectiva de
consumidores locales seria igual a:
PE ( 1 + p E) + PE ? ?: ? PE ( 1 + p E) (1+? ?: )
g) La variación en el tipo de cambio evitaría cualquier diferencia entre los precios
de dos países => tenernos:
PE ( 1 + p E) (1+? ?: )= PL ( 1 + p L)
h) Efectuado las operaciones indicadas en (g) obtenemos:
? tc=[ PL ( 1 + p L)/ PE ( 1 + p E) ]-1
i)
Como los precios iniciales eran iguales => tenemos:
j)
? tc=[( 1 + p L)/ ( 1 + p E) ]-1
k) ? tc=( p L- p E ) / ( 1 + p E)
Entonces, la teoría de la paridad del poder adquisitivo relativo (TPPA) nos dice,
que la variación del tipo de cambio es igual a la diferencia entre los tipos de
inflación del país local y del país extranjero, lo que significa que cuando la tasa de
inflación es mayor en el país local que en el extranjero, entonces su tipo de cambio
se depreciara y si la tasa de inflación del país local es menor que la del país
extranjero entonces el tipo de cambio se apreciara.
10
V.
MATERIALES Y METODOS
En este proyecto de investigación, las variables son de naturaleza macroeconómica,
por lo cual, las variables son series de tiempo y como consecuencia los datos son de
origen secundario. La información pertinente se recogió de los anuarios estadísticos
de las siguientes entidades nacionales y extranjeras: Banco Central de Reserva del
Perú, “Perú en cifras” de Quanto, Fondo Monetario internacional, y Banco Mundial.
Este proyecto de investigación se efectúa para el periodo 1993-2007.
En este proyecto de investigación se estimara los siguientes modelos econométricos e
indicadores económicos, para probar las hipótesis planteadas y a fin de lograr los
objetivos planteados
Para probar la teoría de la paridad del poder adquisitivo relativo se estimara los
modelos especificados en los puntos a y c y el estadístico coeficiente de correlación.
a) Para probar la teoría de la paridad del poder adquisitivo o de compra relativo,
se estima el siguiente modelo.
? VTC = a0 + a1 ( p L- p E ) / ( 1 + p E) + ut
? VTC= a0 + a1 CPP +µt
Donde:
? VTC: variación del tipo de cambio
? VTC= TCNt-1 –TCNt
p L: inflación en el país local (Perú)
p E: inflación en el país extranjero
CPPt = ( p L- p E ) / ( 1 + p E)
11
µt : termino de error
b) Se estima el siguiente modelo de ajuste parcial, para
los parámetros a
corto y largo plazo que relacionen al tipo de cambio nominal y el diferencial
entre las índices de precios de Perú y la de los EEUU
TCNEt = A DIPCB eµ
TCNt / TCNt-1 = [TCNEt / TCNt-1]d
Tomando logaritmos tenemos:
Ln TCNEt = Ln A +B Ln DIPC + µt
TCNt – TCNt-1 = dTCNEt – d TCNt-1
Reemplazando la primera ecuación en la segunda y efectuando las
operaciones indicadas tenemos el modelo a corto plazo:
Ln TCNt = d A + d B Ln DIPCt + (1- d) TCNt-1 + Vt
Donde:
TCNE: Tipo de cambio esperado o de largo plazo
TCN: tipo de cambio nominal de contado
DIPC: IPCP/ IPCUSA: Diferencia entre los índices de precios de Perú y la de
los EEUU
d: coeficiente de ajuste
V : termino de error
B: elasticidad a largo plazo
dB: elasticidad a corto plazo
c) Se utiliza el coeficiente de correlación, para analizar el grado de asociación
entere la variables VTCt y CPPt
d) Se utiliza la prueba de causalidad de Granger, con el objeto de probar, si la
variable diferencia en los índices de precios del país local y del país extranjero
12
es causa de algún cambio en el tipo de cambio nominal, siguiendo el siguiente
procedimiento:
•
H0 : CPPt no es causa de VTCt
HA : CPPt es causa de de VTCt
•
La ecuación restringida es:
VTCt = a0 + a1 VTCt-1 + a2 VTVt-2 + µt
•
La ecuacion no restringida
VTC = a0 + a1 VTCt-1 + a2 VTVt-2 + b1 CPPt-1 + b2 CPPt-2 + µt
La idea fundamental es que toda variable es primordialmente explicado
por los valores pasados de la misma variable, que esta explicitado en la
ecuación restringida; en la ecuación no restringida se incluye los valores
rezagados de la variable CPP, que representa la diferencia entre el
índice de precios de Perú y las del país extranjero, ahora bien, si el
poder explicativo de la ecuación no restringida es mayor que el poder
explicativo de la ecuación restringida es mayor, eso significa que la
variable CPPt es causa de VTCt
•
F= [SCRR- SCRNR] /m / [SCRNR/( N-K) ]
•
Para 5% de significación se lee en la tabla F un F [m, (N-K) ]
•
Si F > F [m, (N-K) ] => se rechaza la H0 y se acepta la H A
e) Se estima el efecto de la sobrevaloración o subvaloración del tipo de cambio
sobre las exportaciones, las importaciones y sobre la balanza comercial con
los siguientes modelos econométricos:
•
TXt= B0 + B1 [( TCRt –TCNt /TCNt ] + u2t
•
TIMt = a + a [( TCRt –TCNt /TCNt ] + u3t
Donde:
TX: tasa de crecimiento de las exportaciones
13
TIM: tasa de crecimiento de las importaciones
TCR: tipo de cambio real
TCN: tipo de cambio nominal
u2t : termino de error de la ecuación
u3t : termino de error de la ecuación
SUD= [( TCRt –TCNt /TCNt ]
f) Con la estimación del el tipo de cambio efectivo se sabrá si el tipo de cambio
del Perú, se ha apreciado o depreciado con respecto al con unto de monedas
de sus socios comerciales:
TCE = ? Rindice W i
Donde:
TCE: tipo de cambio efectivo
Rindice: Tipo de cambio del año analizado entre el tipo de cambio del año base
W i: comercio total del país i entre la suma del comercio total de los países
elegidos
i: los países elegidos o escogidos para el análisis con los cuales comercia el
país local
g) Con la estimación del tipo de cambio efectivo real, se sabrá si el tipo de cambio
real de Perú se aprecio o deprecio con respecto a la canasta de divisas
extranjeras que forman sus socios con los cuales el Perú transa.
h) TCRE = ? (índice TCR)i (W i)
Donde:
TCRE: tipo de cambio real efectivo
(Índice TCR)i : es el índice del tipo de cambio real de cada país i
W i: comercio total del país i entre la suma del comercio total de los países
elegidos
14
VI.
RESULTADOS
6.1
ESTIMACION DEL TIPO DE CAMBIO EFECTIVO
Sabemos que el tipo de cambio efectivo (TCE), es la medida de fortaleza o debilidad
relativa de una divisa determinada, teniendo en cuenta los numerosos socios
on los
que el país analizado comercia, y cada uno de ellos con su propio tipo de cambio
TCE = ? Rindice W i
Donde:
TCE: tipo de cambio efectivo
Rindice: Tipo de cambio del año analizado entre el tipo de cambio del año base
W i: comercio total del país i entre la suma del comercio total de los países
elegidos
i: los países elegidos o escogidos para el análisis con los cuales comercia el
país local
Para la estimación del TCE previamente se hicieron los siguientes cálculos:
•
Se calculo primero el índice del tipo de cambio nominal ( Rindice ) que es igual al
tipo de cambio nominal del año para el cual queremos calcular el TCE, que en
este caso es para año 2007, entre el tipo de cambio del año base, que para
nuestra investigación es el año 1993
•
Luego se calculo la participación de cada país socio comercial en el total de
comercio que efectuó el Perú con sus principales socios comerciales
en el
año 2007, dicha participación lo denotamos por W i
6.1.1
Calculo de la participación porcentual de cada país socio comercial en el total
de comercio exterior de Perú
15
La participación porcentual de cada país socio comercial en el total de
comercio exterior que realizo el Perú en el año 2007, lo representamos con la
variable W i, por definición el total de comercio efectuado por Perú con sus
socios comerciales es la suma de las exportaciones e importaciones que
comercio el Perú en el año 2007, con sus principales socios comerciales
expresado en USD, en el cuadro N°01 observamos el valor de W i para cada
socio comercial.
16
Cuadro N° 01
Participación de lo s principale s s o cio s c o me rc iale s de Pe rú, e n el to tal de
c o me rc io que re alizaron c on Pe rú e n 2007
(En millones de USD)
COMERCIO
PAIS
EXPORTACIONES
IMPORTACIONES
TOTAL
WI
EEUU
5250065
3358454.5
8608519.5
0.2328
China
3041268
2251049.3
5292317.3
0.1431
Suiza
2335284
86892.8
2422776.8
0.0655
Japón
2183711
709443.9
2813154.9
0.0783
Canadá
1784702
296280.4
2080982.4
0.0563
Chile
1693176
836382.9
2529558.9
0.0684
España
979267
268185.6
1247452.6
0.0337
Brasil
937961
1757373.9
2695334.0
0.0729
Alemania
928580
670668.8
1599248.8
0.0432
Corea del Sur
882659
482354.6
1364983.6
0.0369
Italia
824447
348307.0
1172754.0
0.0317
Colombia
615230
913338.0
1546568.0
0.0418
Países bajos
588753
79383.2
668136.2
0.0181
Bélgica
557414
101847.4
659261.4
0.0178
Panamá
397028
81878.7
478906.7
0.0129
México
269080
726215.3
995295.3
0.0269
Bolivia
223612
137866.0
361478.0
0.0098
Reino Unido
220214
133980.9
354195.0
0.0096
TOTAL
36970596.3
Fuente: Anuario estadístico Quanto
Elaboración Propia.
Nota: W i = ? (exportaciones+ Importaciones) / i ; i= país miembro
17
Del cuadro anterior deducimos que el Perú comercia con muchos países, siendo sus
socios principales aproximadamente 18 países, de los cuales los más importantes son
EEUU, con una participación del 23. %, el segundo socio comercial es la Eurozona,
puesto que sumando la participación de estos países pertenecientes a la eurozona
que son Italia, España, Alemania, Países bajos y Bélgica completan 14.45%, por lo
cual la eurozona sería el segundo socio comercial más importante del Perú, luego la
China con 14.31%, a continuación Brasil y Japón con más del 7%, por ende, el tipo de
cambio con las monedas de estos países como: el USD, el Euro, el Yuan, el real de
Brasil y el Yen, serán relevantes en cualquier análisis acerca de la fortaleza o debilidad
del nuevo sol.
6.1.2
Calculo del tipo del Índic e del tipo de c ambio No minal de 2007
Para hallar el índice del tipo de cambio nominal del año 2007, se eligió como
año base el año 1993, puesto que en dicho año, el tipo de cambio se había
estabilizado ya, después de los ajustes efectuados en el año 1990. Para el
cálculo del índice del TCN del año 2007, obtuvimos, el tipo de cambio nominal
del año 1993 (TCN1993) y el tipo de cambio nominal del año 2007 (TCN2007 ), de
los 18 países que son los principales socios comerciales del
expresados
en nuevos soles por cada moneda extranjera, debido, a que en el anuario
estadístico
del Fondo
Monetario
Internacional(
International Financial
statistics,), del cual se extrajo este dato, la moneda de los países del mundo
vienen expresados con respecto al USD( Dólar a de EEUU), por lo cual, se
tuvo que hacer previamente, el ejercicio de expresar el nuevo sol con respecto
a la moneda de cada uno de los 18 países, socios comerciales más
importantes con que comercio el Perú en el año 2007
6.1.3
Calculo del tipo de c ambio e fe ctivo
En el cuadro N° 02 se muestra el resultado de los cálculos previos para
obtener el tipo de cambio efectivo, y el mismo tipo de cambio efectivo
18
Cuadro N°02
El tipo de Cambio Efe c tivo (Nue vo s ol /divis a e xtranje ra )
PAIS
TCN1993
TCN2007
INDICE
WI
TCE
(1)
(2)
(3)
TCN2007 (4)
(5)
(6)
EEUU
1.9883
3.1280
1.57320
0.2328
0.3662
China
0.34507
0.4412
1.27858
0.1431
0.1829
Suiza
1.34589
2.7782
2.06421
0.0655
0.1352
Japón
0.01788
0.02656
1.48568
0.0783
0.1163
Canadá
1.54119
2.9122
1.88958
0.0563
0.1064
0.004919
0.0059871
1.13818
0.0684
0.0778
España
2.01125
4.28141
2.13873
0.0337
0.0721
Brasil
0.32138
1.60649
4.9987
0.0729
0.3644
2.2366
4.28141
1.91425
0.0432
0.0827
Corea del Sur
0.001231
0.0033659
2.73428
0.0369
0.1009
Italia
2.118303
4.28141
2.02115
0.0317
0.0641
Colombia
0.002304
0.0015053
0.65334
0.0418
0.0273
Países Bajos
2.11839
4.28141
2.02110
0.0181
0.0366
Bélgica
2.11839
4.28141
2.02107
0.0178
0.0359
Panamá
1.9883
3.1280
1.57320
0.0129
0.2030
México
0.63817
0.28624
0.44853
0.0269
0.0121
Bolivia
0.4662
0.3984
0.76877
0.0098
0.0075
Reino Unido
0.6270
1.5627
2.49234
0.0096
0.0239
Chile
Alemania
1.8326
Fuente: International Financial Statistics : FMI ( varios números)
Elaboración propia.
19
El cuadro anterior nos muestra los siguientes hechos principales:
•
La columna 4, nos muestra la depreciación del nuevo sol frente a las monedas
de sus 18 mayores socios comerciales, así, el nuevo sol en el periodo 19932007 se deprecio en relación con casi todos sus principales socios comerciales
con la excepción de Colombia, México y Bolivia.
•
En el caso de los Estados unidos, el INDICE del TCN2007 nos dice que el USD
se había apreciado y tenía en nuevos soles, un precio 1.5732 veces mayor que
1993, o lo que es lo mismo, el nuevo sol costaba en dó
solo 63.56% de lo
que valía en 1993, es decir el nuevo sol se había depreciado en 36.44%
•
En el caso de Suiza, el Índice del TCN2007 nos dice que el franco Suizo se
había apreciado, y tenía en nuevos soles, un precio 2.0642 veces mayor en
1993, o lo que es equivalente, el nuevo sol costaba en franco
solo el
48.44%, lo que significa que el nuevo sol se había depreciado en 51,55%
•
Del total de los países de la muestra( los 18 países que son los mayores socios
comerciales de Perú), la depreciación ponderada por medio de las cifras del
comercio exterior de Perú (Wi), la canasta de monedas valía, al final de 2007,
1.8326 veces lo que costaba en 1993, o lo que es equivalente, el nuevo sol se
había depreciado respecto a ellas en 45.43%
De la verificación de los hechos anteriores, deducimos que en el periodo 1993-2007
las exportaciones peruanas se habrían favorecido por la depreciación del nuevo sol
con respecto a la canasta de monedas integrada por las monedas de los mayores
socios comerciales del Perú, sin embargo, podemos afirmar que la depreciación de
45.43% en 15 años ( periodo 1993-2007), relativamente no fue muy alta, en
comparación a las sufridas por los otros países de la región, por lo cual podemos
sostener que las importaciones no se habrían perjudicado demasiado por la
20
depreciación del nuevo sol respecto a la monedas de sus principales socios
comerciales.
Sin embargo, en el análisis anterior mediante el tipo de cambio efectivo (TCE) se dejo
de lado una variable muy importante, que es el diferencial de la inflación acumulada
en el periodo analizado (1993-2007), que debe tomarse en cuenta en el análisis y que
se hace a continuación a través del tipo de cambio efectivo real.
6.2
ESTIMACION DEL TIPO DE CAMBIO EFECTIVO REAL
La teoría económica ha elaborado el tipo de cambio real (TCR) y el tipo de cambio real
efectivo (TCRE), en ambos indicadores se considera los movimientos en los precios
dentro de los países. En el cálculo del TCR, el tipo de cambio nominal presente, se
multiplica por el cociente del índice de precios del país extranjero entre el índice de
precios del país local. En la estimación del tipo de cambio efectivo real (TCRE), el
índice del tipo de cambio real se multiplica por el factor de ponderación(W i) , que tiene
cada uno de los países socios integrantes de la canasta de comercio exterior de la
muestra formada por los principales socios comerciales de un país.
Se presentan las formulas para su cálculo, en el caso de Perú y estados Unidos:
TCRnuevo sol /dólar =Nuevo sol2007 / Dólar2007 [IPC USA 20071993=100 / IPC Perú 20071993=100]
TCRE = ? ( Indice TCR)i ( W i )
Para la elaboración del tipo real efectivo (TCRE) se utilizo como año base 1993, se
eligió este año, porque después de la corrección de la inflación y tipo de cambio
realizada en el año 1990, ya en el año 1993 la economía se había estabilizado
Para el cálculo del tipo de cambio real efectivo previamente se hizo la siguiente
operación previa:
21
•
Se determino el Índice de precios al consumidor de los 18 países que son los
socios principales de Perú con año base 1993, esta operación se efectuó
debido a que en el anuario estadístico del FMI ( International Finacial statistics),
del cual se extrajo la información de los índices de precios al consumidor de los
países integrantes de la canasta de socios comerciales de Perú, estos vienen
con diferentes bases para el periodo que abarca este proyecto de
investigación, El índice de precios de los países para el periodo 1993- 2007,
viene con base 1990= 100, con base 1995= 100 y con base 2000=100, por lo
cual hubo la necesidad de hacer los empalmes respectivos de los índices de
precios de los países de la canasta
6.2.1
Calculo del índic e del tipo de c ambio re al c on bas e 1993
El índice del tipo de cambio real para los diferentes
de la canasta se determino
con el siguiente modelo:
Índice TCR = (IPCpaís extranjero / IPCperu)( TCN2007 / TCN1993)
Así tenemos para los siguientes países:
EEUU:ÍndiceTCR=[IPCusa/IPCPeru][TCNPeru/usa(2007][TCNPeru/usa(1993)]=
(143.43/218.96)(3.1280/1.9883)= 1.0305
China : ÍndiceTCR= [IPCChina/IPCPeru][TCNPeru/china(2007][TCNPeru/china(1993)]=
(217.51/218.96)(0.4412/0.34507)= 1.2701
Suiza : [IPCSuiza/IPCPeru][TCNPeru/suiza(2007][TCNPeru/Suiza(1993)]=
(113.14/218.96)(2.7782 (2.1.34589)=1.0666
El resultado del índice del tipo de cambio real con base 1993, de los países miembros
de la canasta, lo tenemos en el cuadro N°03:
22
Cuadro N°03
El índic e de l tipo de c ambio re al
Índic e de TCR 2007
País
IPC 1993
IPC 2007
TCN1993
TCN2007
Bas e : 1993
EEUU
100
143.43
1.9883
3.1280 1.0305
China
100
217.51
0.34507
0.4412 1.2701
Suiza
100
113.14
1.34589
2.7782 1.0666
Japón
100
100.13
0.01788
0.02656 0.6793
Canadá
100
130.33
1.54119
2.9122 1.1247
Chile
100
190.60
España
100
155.63
2.01125
4.28141 1.5201
Brasil
100
234.50
0.32138
1.60649 5.3535
Alemania
100
125.90
2.2366
4.28141 1.1007
Corea del Sur
100
166.50
0.001231 0.0033659 2.0792
Italia
100
144.77
2.118303
Colombia
100
472.69
0.002304 0.0015053 1.4104
Países Bajos
100
135.61
2.11839
4.28141 1.2518
Bélgica
100
129.83
2.11839
4.28141 1.1891
Panamá
100
114.39
1.9883
3.1280 0.8219
México
100
474.50
0.63817
0.28624 0.9720
Bolivia
100
212.96
0.4662
0.3984 0.7477
Reino Unido
100
146.84
0.6270
1.5627 1.6714
Perú
100
218.96
0.004919 0.0059871 0.9908
4.28141 1.3363
Elaboración propia.
23
Cuadro N° 04
El tipo de c ambio e fe c tivo re al
PAIS
Índic e TCR
Wi
Índic e TCRE
Bas e : 1993
EEUU
1.0305
0.2328
0.23990
China
1.2701
0.1431
0.18175
Suiza
1.0666
0.0655
0.06986
Japón
0.6793
0.0783
0.05320
Canadá
1.1247
0.0563
0.06332
Chile
0.9908
0.0684
0.06777
España
1.5201
0.0337
0.05122
Brasil
5.3535
0.0729
0.39027
Alemania
1.1007
0.0432
0.04755
Corea del Sur
2.0792
0.0369
0.07672
Italia
1.3363
0.0317
0.04240
Colombia
1.4104
0.0418
0.05895
Países Bajos
1.2518
0.0181
0.02266
Bélgica
1.1891
0.0178
0.01210
Panamá
0.8219
0.0129
0.01060
México
0.9720
0.0269
0.02615
Bolivia
0.7477
0.0098
0.07300
Reino Unido
1.6714
0.0096
0.01604
Perú
1.44654
Fuente: International Financial Statistics (varios números)
Elaboración propia.
24
El Cuadro N° 04 nos muestra los siguientes hechos:
•
El Tipo de Cambio Real Efectivo(TCRE) fue de 1.44654, y como es mayor a la
unidad, nos indica, que la canasta de divisas extranjeras se aprecio en el
periodo 1993-2007,
•
En el caso del tipo de cambio Nuevo sol /USD, el tipo de cambio real efectivo
promedio para 2007, fue de 3.128(1/1.44654)= 2.1624 Nuevos soles/USD, el
tipo de cambio nominal que se dio en la realidad en 2007, fue de 3.128, lo que
significa que, el tipo de cambio nominal que se dio en la realidad de 3.128 en
2007 esta subvaluado y como consecuencia las exportaciones peruanas con
respecto a sus principales socios comerciales hayan sido más competitivos, y
que las importaciones hayan sido perjudicados
6.3
LA PARIDAD DEL PODER ADQUIS ITIVO RELATIVO
A continuación analizaremos el tipo de cambio, de acuerdo al enfoque de la paridad
del poder adquisitivo relativa.
TCNNuevos soles/USD = TCN1993 [ IPCPeru2007(1993=100) / IPCEEUU 2007(1993=100)]
TCNNuevos soles/USD: tipo de cambio en el año para el que se quiera calcular
IPCPeru2007(1993=100): es el índice de precios al consumidor de Perú en el año
seleccionado, tomando como año base 1993
IPCEEUU
2007(1993=100):
Es el índice de precios al consumidor de EEUU en el año
seleccionado, tomando como año base 1993
En este caso el año seleccionado es 2007:
TCNNuevos soles /USD 2007 = 1.9883 (218,96/143.43) = 3.0353
25
De acuerdo a la teoría de la paridad del poder adquisitivo (TPPA) relativo el tipo de
cambio nominal nuevos / dólares de EEUU para el año 2007 seria: 3.0353, es decir:
TCNNuevos soles /USD 2007 = 3.0353
De acuerdo al Tipo de Cambio Real efectivo (TCRE), el tipo de cambio nominal para el
año 2007 fue de 2.1624:
TCN= 3.128(1/ 1.44654) = 2.1624
En resumen, comparando el tipo de cambio nominal que se dio, el tipo de cambio
calculado de acuerdo al enfoque del TCRE y el tipo de
bio de acuerdo a la teoría
de la paridad del poder adquisitivo tenemos:
•
El tipo de cambio de 2007 de acuerdo a la TCRE: 2.1624
•
El tipo de cambio de 2007 de acuerdo a la TPPA: 3.0353
•
El tipo de c ambio de 2007 que s e re g is tro en la realidad fue de : 3.1280.
De acuerdo con los resultados obtenidos, se observa que la paridad del poder
adquisitivo( PPA): nuevo sol/ USD a finales de 2007 y en relación con el año
base(1993) registra un tipo de cambio de 3.0353 nuevos soles/USD; sin embargo, el
tipo de cambio nuevo sol/USD considerando la canasta de las divisas de los 18 países
con los que el volumen de comercio es mayor, arroja que el tipo de cambio debía ser
de 2.1624, lo que nos está indicando que el nuevo sol esta depreciado en mayor
proporción con respecto a la canasta de divisas de los mayores socios comerciales de
Perú. Los cálculos efectuados desde los dos enfoques nos muestran que hay
subvaloración del tipo de cambio nuevo sol respecto del dólar USA en el año 2007, y
respecto a la moneda de los 18 países con el que más comercia el Perú, hecho que
seguramente ha favorecido a las exportaciones peruanas y como consecuencia a la
balanza comercial de la balanza de pagos. El cuadro N°05 nos muestra el tipo cambio
nominal y el tipo de cambio de acuerdo a la Teoría de la paridad del poder adquisitivo
26
relativo (PPAR), para el periodo 1993-2007. Al comparar el tipo de cambio nominal
(TCN) y el tipo de cambio de acuerdo a la TPPA, se observa que el tipo de cambio
nominal estuvo sobrevalorado en el periodo 1994-1998, y a partir del año1999 hasta
el año 2007 estuvo subvaluado.
Cuadro N°05
El tipo de c ambio No minal y e l tipo de c ambio de ac ue rdo a la TPPA relativo
AÑO TC NOMINAL TC PPAR IPCPE
IPCUSA
1993 1.9883
1.9883
100.00
100.00
1994 2.1950
2.3996
123.74
102.53
1995 2.2533
2.5922
137.44
105.42
1996 2.4533
2.8080
153.25
108.50
1997 2.6642
2.9811
166.44
111.01
1998 2.9300
3.1471
178.72
112.80
1999 3.3833
3.1873
184.72
115.23
2000 3.4900
3.1982
191.59
119.11
2001 3.5018
3.1719
195.44
122.51
2002 3.5165
3.1299
195.81
124.39
2003 3.4785
3.1290
200.21
127.22
2004 3.4132
3.1569
207.50
130.69
2005 3.2958
3.1048
210.95
135.09
2006 3.2740
3.0656
215.07
139.49
2007 3.1280
3.0353
218.96
143.43
Elaboración propia
27
6.3.1
Co rre lación e ntre la variación de l tipo de c ambio (VTCN) y la variac ión del
índic e de pre c ios de Pe rú y la de lo s EEUU (CPP)
Cuadro N°06
Co rre lación e ntre las variable s CPP y CPP t-1 c o n VTCN
VTCN
CPP
CPP(-1)
VTCN
1.000000
0.593912
0.485060
CPP
0.593912
1.000000
0.855877
0.485060
0.855877
1.000000
CPP(-1)
Elaboración Propia
El coeficiente de correlación entre la variable variación del tipo de cambio nominal
(VTCN) y la variable que expresa el diferencial entre
índice de precios de Perú y el
índice de precios de EEUU (CPP) es 0.60, lo cual es un nivel de correlación aceptable,
que nos está indicando un grado de asociación importante entre dichas variables. El
coeficiente de correlación no contemporánea entre la variable VTCN y la variable
CPP(-1) tambien es un nivel importante que nos revela la existencia de una asociación
entre dichas variables.
28
6.3.2
Anális is de la Paridad del Po de r Adquis itivo me diante n mo de lo de
Re g re s ión
Con el fin de probar la Paridad del poder adquisitivo relativo (PPA relativo) se estima el
siguiente modelo, para el tipo de cambio nuevo sol con respecto del Dólar de los
EEUU:
VTCNt = B0 + B1 [ (IIPCP- IIPCUSA) /( 1 + IIPCUSA) + µt
VTCNt = B0 + B1 CPPt + µt
Donde:
VTCN= TCN/ TCNt-1
IIPCPt= (IPCPt – IPCPt-1)/ IPCPt-1
IIPCPt= (IPCUSAt – IPCUSAt-1 )/ IPCUSAt-1
CPPt = (IIPCPt – IIPCUSAt ) / (1+ IIPCUSAt )
VTCN: Variación del tipo de cambio nominal
IIPCP: incremento del índice de precios de Perú
IIPCUSA: incremento del índice de precios del consumidor de USA
CPPt : crecimiento del diferencial de incremento de precios
µt : termino de error de la regresión
Al estimarse el modelo propuesto por Maurice Levi (1997), B0 debía ser cero y B1
debía ser uno, para comprobarse la validez de la teoría de la
del poder
adquisitivo relativo, lo que significa que un cambio porcentual en las diferencias de
precios sería similar al cambio porcentual en el tipo
mbio
29
Cuadro N°07
Re gre s ión e ntre las v ariable s VTCN y CPP
Dependent Variable: VTCN
Method: Least Squares
Date: 05/02/11 Time: 18:53
Sample (adjusted): 1994 2007
Included observations: 14 after adjustments
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
CPP
0.015456
1.160393
0.015641
0.456361
0.988154
2.542712
0.3426
0.0258
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)
0.350135
0.295980
0.051340
0.031630
22.78391
6.465383
0.025809
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat
0.034547
0.061188
-2.969129
-2.877835
-2.977580
0.875783
Elaboración Propia
VTCNt = 0.05456 + 1.160393 CPPt
t =>
(0.988154) (2.542712)
En el modelo estimado, el coeficiente de determinación R2= 0.35, es relativamente
bajo puesto que solo el 35% de la variaciones en el ti
de cambio nominal es
explicado por el modelo propuesto, de otro lado, al efectuar la prueba de hipótesis tstudent. Sobre el parámetro autónomo B0 del modelo se llega a la conclusión de que
B0= 0, es decir se verifica lo que plantea el modelo, al efectuar la prueba de hipótesis tstudent sobre el parámetro B1, verificamos que B1 ? 0, lo que significa que la variable
diferencial del índice de precios al consumidor de EEUU y Perú, representado por
CPP, es una buena variable explicativa de la variación del tipo de cambio. De otro lado
el modelo estimado esta autocorelacionado. En resumen de acuerdo a los resultados
del modelo estimado, la validez de la paridad del poder adquisitivo (PPA) es limitado
30
en el caso peruano, para el periodo analizado y para el tipo de cambio Nuevo sol/USD
y este resultado no tan incuestionable, se debe segura
te, porque el modelo de
Maurice Levi, se contrasto para el tipo de cambio Nuevo sol /USD, y como sabemos el
Perú comercia con los EEUU solo el 23% de su comercio total, por lo cual se
recomienda aquí, para probar la validez de la PPA, tendría que hacerse para el tipo de
cambio multilateral y el diferencial de precios del Perú con respecto al índice de
precios multilateral, y que no se hará en este proyecto de investigación.
Grafic o N° 01
Grafic a de la prue ba CUSUM de e s tabilidad de l mo de lo :
VTCNt = 0.05456 + 1.160393 CPP t
12
8
4
0
-4
-8
-12
96
97
98
99
00
CUSUM
01
02
03
04
05
06
07
5% Significance
Para un 5% de significación acerca de la estabilidad del modelo que relaciona la
variación del tipo de cambio nominal (VTCN) y el diferencial del índice de precios de
31
Perú y la de los EEUU. La prueba nos dice que el modelo ha sido estable en el periodo
1993-2007.
6.3.3
Anális is de la paridad del po de r adquis itivo me diante el mo de lo de ajus te
Parc ial
El modelo de largo plazo:
Ln TCNtE = A + B CIPCt + µt
Donde: Ln DIPC = CIPC
El modelo a corto plazo:
Ln TCNt = d A + d BCIPC+ (1- d) TCNt-1 + Vt
32
Cuadro N° 08
El lo g aritmo de l tipo de c ambio no minal y e l lo g aritmo de la dife rencia de pre cio s
obs
LTCN Ln DIPC=CIPC
1993 0.687280
0.000000
1994 0.786182
0.188027
1995 0.812396
0.265235
1996 0.897434
0.345320
1997 0.979904
0.405015
1998 1.075002
0.460204
1999 1.218852
0.472779
2000 1.249902
0.475310
2001 1.254704
0.467061
2002 1.257466
0.453723
2003 1.246601
0.453449
2004 1.227650
0.462303
2005 1.192649
0.445680
2006 1.186012
0.432971
2007 1.140394
0.426044
Elaboración Propia
33
Con el fin de averiguar la relación entre las variables Ln TCN y CIPC hacemos la
grafica de dichas variables:
Grafic a N° 02
De l lo g aritmo de l tipo de c ambio y de l lo g aritmo de l dife rencial de lo s índic e s de
pre c io s al c ons umido r de Pe rú y la de lo s EEUU
1.4
1.2
1.0
0.8
0.6
0.4
0.2
0.0
93
94
95
96
97
98
99
00
LTCN
01
02
03
04
05
06
07
CIPC
El grafico N°02 nos muestra que hay una relación entre las variaciones del logaritmo
del tipo de cambio nominal y el logaritmo de la diferencia de los índices de precios de
Perú y la de los EEUU, lo cual nos indica, que una variación en el diferencial en los
índices de precios de Perú y la de los EEUU influye en las variaciones del tipo de
cambio nominal, lo que implicaría que la teoría de la paridad del poder adquisitivo PPA
en su versión relativa puede servir para explicar los
en el tipo de cambio del
nuevo sol con respecto al dólar de los EEUU
34
Regresión del modelo de ajuste parcial
Cuadro N°09
Re g re s ión del mo de lo de ajus te parcial
Dependent Variable: LTCN
Method: Least Squares
Date: 05/12/11 Time: 15:33
Sample (adjusted): 1994 2007
Included observations: 14 after adjustments
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
CIPC
LTCN(-1)
0.224099
0.677160
0.563427
0.050408
0.207153
0.087877
4.445680
3.268893
6.411558
0.0010
0.0075
0.0001
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)
0.966877
0.960855
0.033688
0.012484
29.29165
160.5476
0.000000
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat
1.108939
0.170268
-3.755949
-3.619009
-3.768626
1.532215
Elaboración Propia
El modelo de corto plazo estimado es:
Ln TCNt = d A + d BCIPC+ (1- d) TCNt-1 + Vt
Ln TCNt = 0.224099 + 0.677160 CIPC+ 0.563427 TCNt-1
T=>
(4.445680) (3.268893)
(6.411558)
R2= 0.97; DW=1.53
El coeficiente de determinación del modelo estimado nos indica que el 97 % de las
variaciones del tipo de cambio nominal son explicados
el modelo propuesto, de
otro lado de acuerdo a la prueba de hipótesis t- student, las variables Logaritmo del
diferencial del índice de precios de Perú y a de los
cambio del periodo anterior (TCNt-1 )
(CIPC) y la variable tipo de
explican las variaciones del tipo de cambio
nominal a un nivel estadísticamente significativo, tambien el modelo estimado no esta
35
autocorrelacionado de acuerdo a la prueba de hipótesis de Durbin Watson, además el
modelo estimado ha sido estable en el periodo de 1993-2007 de acuerdo a la prueba
de estabilidad CUSUM, tal como se observa en el grafico N°03 , El modelo de ajuste
parcial estimado, nos indica que hay una relación entre las variaciones del tipo de
cambio y las variaciones del diferencia de los índices de precios al consumidor de
Perú y la de los EEUU, con lo cual se comprueba el cumplimiento de la paridad del
poder adquisitivo en su versión relativa
Grafic a N°03
Grafic a de la prue ba de e s tabilidad CUSUM
10.0
7.5
5.0
2.5
0.0
-2.5
-5.0
-7.5
-10.0
97
98
99
00
01
CUSUM
02
03
04
05
06
07
5% Significance
Del modelo estimado de corto plazo derivamos el modelo de largo Plazo:
Ln TCNtE = A + B CIPCt + µt
Ln TCNtE = 0.553314 + 1.55108 CIPCt
36
Los parámetros estimados son elasticidades, así, el parámetro estimado 1.55108
significa que, cuando el diferencial de los índices de precios se incrementa en 1% el
tipo de cambio nominal a largo plazo se incrementara en 1.55108%
El modelo estimado acorto plazo es:
Ln TCNt = 0.224099 + 0.677160 CIPC+ 0.563427 TCNt-1
En este caso tambien los parámetros estimados son elasticidades, así, el parámetro
o.677169 significa que cuando el diferencial de los ín
de precios de Perú y la de
los EEUU se incrementa en 1% entonces el tipo de cambio se incrementara en 0.68%
en el corto plazo.
6.3.4
Anális is de la paridad de l po de r adquis itivo me diante la prue ba de
c aus alidad de Grang e r entre la variac ión del tipo de c ambio y e l dife rencial de
lo s pre cio s de Pe rú y la de lo s EEUU
Cuadro N°10
Es timac ió n de l es tadís tic o F de la prue ba de c aus alidad de Grange r
Pairwise Granger Causality Tests
Date: 05/05/11 Time: 15:42
Sample: 1993 2007
Lags: 2
Null Hypothesis:
CPP does not Granger Cause VTCN
VTCN does not Granger Cause CPP
Elaboración Propia
Obs F-Statistic
12
Prob.
5.41745
0.0379
0.61223
0.5688
El análisis de la prueba de causalidad de Granger que se expone a continuación,
verifica que la variable (CPP) que representa el diferencial entre el índice de precios
37
de Perú y la de los EEUU, causa a la variable variación del tipo de cambio nominal
(VTCN)
•
H0 : CPP no causa a VTCN
HA : CPP causa a VTCN
•
F= 5.42
•
Para 5% de significación y F[2,10]= 4.10
•
Como F=5.42> F [2,10]= 4.10 => Rechazamos la H0 y aceptamos la HA , lo que
significa que el incremento en el diferencial de los í
de precios de Perú y
la de los EEUU es causa de las variaciones del tipo de cambio nominal.
6.4
EFECTOS DE LA SUBVALUACIÓN O SOBREVALUACIÓN DEL NUEVO
SOL SOBRE LAS EXPORTACIONES E IMPORTACIONES
En el cuadro N°10 se observa que el tipo de cambio nominal y el tipo de
bio real
del nuevo sol con respecto al dólar de los EEUU, al comparar el nivel de ellos, para
cada año, apreciamos que, en el periodo 1994-1998, el nuevo sol estuvo
sobrevalorado y en el periodo 1999-2007, el nuevo sol estuvo subvalorado con
respecto al Dólar de los EEUU.
En teoría sabemos que un tipo de cambio subvaluado, favorece a las exportaciones,
porque el exportador recibirá más nuevos soles por sus exportaciones, y desfavorece
a las importaciones porque el importador necesitara mas nuevos soles para importar,
de otro lado, un tipo de cambio sobrevalorado desfavorece a las exportaciones y
favorece a las importaciones.
38
Cuadro N°11
El tipo de c ambio No minal y e l tipo de c ambio re al
o bs
TCN
TCR
1993
1.988300
1.988300
1994
2.195000
2.399600
1995
2.253300
2.592200
1996
2.453300
2.808000
1997
2.664200
2.981100
1998
2.930000
3.147100
1999
3.383300
3.187300
2000
3.490000
3.198200
2001
3.506800
3.171900
2002
3.516500
3.129900
2003
3.478500
3.129000
2004
3.413200
3.156900
2005
3.295800
3.104800
2006
3.274000
3.065600
2007
3.128000
3.035300
Elaboración del autor
39
6.4.1
Calculo del marg e n de s ubvaluación o s o bre de valuación de l nue vo s ol
Re s pe c to al USD
La subvaluación o sobrevaloración del tipo de cambio que mantenga la moneda
nacional respecto a una o varias monedas extranjeras depende de la diferencia
porcentual que exista entre el tipo de cambio nominal
l tipo de cambio real
El margen de subvaluación o sobrevaloración esta por:
SUD= (TCN- TCR)/ TCR= TN/TCR -1
Donde:
SUD: sobrevaluación o sobrevaluación del tipo de cambio respecto a la moneda o
monedas extranjeras
TCN: tipo de cambio nominal
TCR: tipo de cambio real
En el cuadro N°11, mostramos el resultado de las estimaciones de las variables: SUD
y de las tasas de crecimiento de las exportaciones (TX) y de la importaciones (TIM)
40
Cuadro N°12
La s ubvaluac ion o s o bre valuac ion del tipo de c ambio y las tas a de c rec imiento
de las e xpo rtac ione s e impo rtac ione s
o bs
SUD
TX
TIM
1993
0.000000
NA
NA
1994
0.093212
0.266364
0.193931
1995
0.150402
0.270695
0.055441
1996
0.144581
0.001335
0.088727
1997
0.118948
0.121674
0.130988
1998
0.074096
0.023191
0.055739
1999
-0.057932
-0.151692
0.076415
2000
-0.083610
0.038380
0.079918
2001
-0.095500
0.028856
0.068277
2002
-0.109939
0.023206
0.075474
2003
-0.100474
0.041742
0.061595
2004
-0.075091
0.095543
0.152301
2005
-0.057953
0.108709
0.152050
2006
-0.063653
0.130636
0.007997
2007
-0.029636
0.213512
0.068504
Elaboracion del autor
Nota: TX: tasa de crecimiento de las exportaciones; TIM: tasa de crecimiento de las importaciones
41
Grafic a N° 04
La tas a de c re cimie nto de las e xpo rtac iones y la s ubva ucion o s o bre valo racion
de l tipo de c ambio
La grafica N°04, nos muestra la relación a largo plazo de la tasa de crecimiento de las
exportaciones (TX) y la subvaluación o devaluación del tipo de cambio Nuevo sol/USD
(SUD) para el periodo: 1993-2007, allí observamos que hay una relación en el
recorrido de dichas variables, es decir hay una sincronización en la trayectoria a largo
plazo entre las exportaciones y la subvaluación o sobrevaluación del tipo de cambio en
la mayor parte del periodo de análisis de este proyecto de investigacion investigación.
42
Grafic a N°05
La tas a de c re cimie nto de las impo rtac ione s (TIM) y la s ubvaluación o
s o bre valuación de l Tipo de c ambio (SUD)
.20
.16
.12
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
93
94
95
96
97
98
99
00
01
SUD
02
03
04
05
06
07
TIM
El grafico N°05, nos muestra que no existe una relación de sincronización exacta entre
la variación de la tasa de crecimiento de las importaciones (TIM) y la variable
subvaluación o sobrevaluación del tipo de cambio (SUD), en el periodo 1993-2007,
solo se observa que hay coincidencia en el sentido de variación en tramos muy cortos
durante el periodo de análisis de este proyecto de investigación (1993-2007)
6.4.2
El e fe c to de la s ubvaluación o s o bre valuación de l tipo de c ambio s o bre
las Expo rtac io nes
Especificación del modelo:
TXt = B0 + B1 SUDt + B2 UDt-1 + µt
Donde:
TX: tasa de crecimiento de las exportaciones
SUD: subvaluación o sobrevaluación del tipo de cambio uevo sol/USD
43
µt : termino de error de la ecuación
Cuadro N° 13
Re g re s ió n entre las variable s TX, SUD y SUD (-1)
Dependent Variable: TX
Method: Least Squares
Date: 04/28/11 Time: 17:33
Sample (adjusted): 1994 2007
Included observations: 14 after adjustments
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
SUD
SUD(-1)
0.091774
2.033608
-1.836279
0.013765
0.283298
0.283914
6.667347
7.178327
-6.467737
0.0000
0.0000
0.0000
R-squared
Adjusted R-squared
0.824984
0.793163
S.E. of regression
0.051364
Sum squared resid
0.029020
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)
23.38657
25.92575
0.000069
Mean dependent var 0.086582
S.D. dependent var 0.112938
Akaike info criterion 2.912367
Schwarz criterion
2.775426
Hannan-Quinn criter. 2.925043
Durbin-Watson stat
2.172702
Elaboración Propia
TXt = 0.091774 + 2.033608 SUDt -1.836279 UDt-1
t => (6.667347)
(7.178327)
(-6.467737)
R2= 0.82; DW= 2.17
El modelo estimado tiene un coeficiente de determinación R2= 0.82, lo que significa
que el 82% de las variaciones de la tasa de crecimiento de las exportaciones en el
periodo 1993- 2007 son explicados por el modelo propuesto, La prueba de hipótesis tstudent aplicado al modelo nos indica que las variables SUDt y SUDt-1 explican las
variaciones de las exportaciones a un nivel estadísticamente significativo, es decir el
margen de subvaluación explica la variaciones de la tasa de crecimiento de las
exportaciones, además el signo del parámetro estimado B1 es el correcto, debido a
que una subvaluación del tipo de cambio hace incrementar las exportaciones, Tambien
la Prueba de hipótesis F, nos dice que todas las variables explicativas incluidas al
44
modelo explican las variaciones de la variable dependiente a un nivel estadísticamente
significativo, por otra parte el modelo no esta autocorrelacionado de acuerdo la prueba
de Durbin Watson. El resultado del análisis mediante
la regresión del modelo
propuesto está de acuerdo con la racionalidad del empresario al momento de decidir
exportador, ya que los empresarios deciden exportar o incrementar sus exportaciones
buscando aumentar su rentabilidad, y un tipo de cambio subvaluado incrementa la
rentabilidad del exportador.
6.5
El EFECTOD DE LA SUBVALUACION O SOBREVALUACION DEL TIPO DE
CAMBIO SOBRE LAS IMPORTACIONES
Especificación del modelo:
TIMt = B0 + B1 SUDt + B2 UDt-1 + µt
Donde:
TIMt : tasa de crecimiento de las importaciones
SUDt : Subvaluación o sobrevaluación del tipo de cambio
SUDt-1 : subvaluación o sobrevaluación del tipo de cambio del periodo anterior
µt : termino de error de la regresión
45
Cuadro N° 14
Re g re s ió n entre las variable s TIM c o n SUD y SUD (-1)
Dependent Variable: TIM
Method: Least Squares
Date: 04/28/11 Time: 17:34
Sample (adjusted): 1994 2007
Included observations: 14 after adjustments
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
C
SUD
SUD(-1)
0.091575
0.389228
-0.339088
0.013168 6.954181
0.271024 1.436137
0.271613 -1.248425
R-squared
Adjusted R-squared
0.157932
0.004829
S.E. of regression
0.049138
Sum squared resid
0.026560
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)
24.00666
1.031540
0.388516
Prob.
0.0000
0.1788
0.2378
Mean dependent var 0.090525
S.D. dependent var 0.049257
Akaike info criterion 3.000952
Schwarz criterion
2.864011
Hannan-Quinn criter. 3.013628
Durbin-Watson stat
2.232835
Elaboración Propia
TIMt = 0.091575 + 0.389228 SUDt - 0.33088 SUDt-1
t=> (6.954181)
(1.436137)
(-1.248425)
R2 = 0.16; F = 1.03; DW= 2.23
El modelo estimado tiene un coeficiente de determinación: R2 = 0.16, lo que significa
que el modelo estimado solo explica un 16% de las variaciones de la tasa de
crecimiento de las importaciones, tambien la prueba F, nos dice que las variables
incluidas en el modelo no explican a un nivel estadísticamente significativo las
variaciones de la variable TIM, de otro lado el signo del coeficiente estimado de la
variable no es el correcto, al efectuar la prueba de hipótesis t- student al parámetro
correspondiente nos dice que la variable SUD no explica las variaciones de la variable
TIM a un nivel estadísticamente significativo. El resultado del modelo estimado y la
prueba de hipótesis t- student correspondiente, pueden ser explicados por el siguiente
46
hecho; el Perú importa tres categorías de productos que son: importaciones de bienes
de consumo, de insumos y de bienes de capital, en el caso de las importaciones de
insumos, las empresas tienen que hacerlo de todas maneras aun sin tener en cuenta
el nivel del tipo de cambio, puesto que así lo necesita el proceso productivo que
depende de insumos importados y tambien la importación de bienes de capital más aun si
estas inversiones están dirigidas a la producción de bienes orientados a la exportación,
solo las importaciones de bienes de consumo pueden ser postergadas o disminuidas
por efecto del tipo de cambio subvaluado. La estructura de las importaciones
peruanas hace que las variaciones del tipo de cambio no sean relevantes a la
hora de decidir efectuar las importaciones en el caso
Perú y que es confirmado por
el análisis efectuado, por lo menos para el periodo analizado.
6.6
Efe c to de la s ubvaluac ión o s o brevaluación s o bre e l s a
lanza
Co me rc ial
Con la información dada en el cuadro N°15 se estimo el modelo siguiente: e n e l
SBCt = B0 + B1 SUDt + B SBCt-1 +µt
Donde:
SBCt : Saldo de la balanza comercial, expresado como porcentaje del PBI
SUDt : Subvaluación o sobrevaluación del tipo de cambio
SBCt-1: Saldo de la balanza comercial del periodo anterior
µt : termino de error de la regresión
47
Cuadro N°15
La s ubvaluac ión o s o bre valuac ión del tipo de c ambio y e l s aldo de la balanza de
Pag o s
o bs
SUD
S BC
1993
0.000000
-2.200000
1994
0.093212
-2.400000
1995
0.150402
-4.200000
1996
0.144581
-3.500000
1997
0.118948
-2.900000
1998
0.074096
-4.300000
1999
-0.057932
-1.200000
2000
-0.083610
-0.800000
2001
-0.095500
-0.300000
2002
-0.109939
0.600000
2003
-0.100474
1.400000
2004
-0.075091
4.300000
2005
-0.057953
6.700000
2006
-0.063653
9.700000
2007
-0.029636
7.900000
Elaboración propia
48
Cuadro N°16
Re g re s ión entre las variables SBC c on SUD y SBC (-1)
Dependent Variable: SBC
Method: Least Squares
Date: 05/02/11 Time: 17:19
Sample (adjusted): 1994 2007
Included observations: 14 after adjustments
Variable
Coefficient
Std. Error
C
SUD
SBC(-1)
0.659356
-10.19612
0.917068
0.412714 1.597612
4.864808 -2.095894
0.114408 8.015753
R-squared
0.906220
Adjusted R-squared 0.889169
S.E. of regression
1.540276
Sum squared resid
26.09695
Log likelihood
-24.22447
F-statistic
53.14763
Prob(F-statistic)
0.000002
Elaboración Propia
t-Statistic
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat
Prob.
0.1384
0.0600
0.0000
0.785714
4.626655
3.889210
4.026150
3.876533
2.029206
El modelo estimado:
SBCt = 0.659356 - 10.19612 SUDt + 0.917068 SBCt-1
t =>
(1.597612)
(-2.095894)
(8.015753)
El modelo estimado tiene un coeficiente de determinación R2= 0.91, lo que significa
que el 91% de las variaciones del saldo de la balanza
es explicado por el
modelo propuesto, de otro lado al efectuar la prueba de hipótesis t-student nos dice
que los parámetros B0 y B1 son diferentes de cero, lo que significa que las variables
SUDt y SBCt-1 son variables que explican a un nivel estadísticamente significativo las
variaciones del saldo de la balanza comercial. Es decir un cambio unitario en la
subvaluación o sobrevaloración a corto plazo tendrá un impacto de -10.19612 y el
impacto total, es decir a largo plazo es de -122.94. Por otra parte el modelo estimado
fue estable en el periodo 1993-2007, de acuerdo a los resultados de la prueba de
estabilidad CUSUM que representamos en la grafica N°06, los parámetros estimados
del modelo han sido constantes durante este periodo, lo que implica que no hubo
ningún punto de quiebre que haya cambiado su estabilidad.
49
Grafic a N°06
Prue ba de e s tabilidad CUSUM de l mo de lo que relaciona la variable
SBCt c o n las variable s SUDt y SBCt-1
50
VII.
DISCUS ION
7.1
La teoría de la paridad del poder adquisitivo o de compra (PPA) sostiene que el
tipo de cambio nominal varía de acuerdo al diferencial de los índices de precios del
país local y el país extranjero, así, si el índice de
del país local se incrementa
más que el índice de precios del país extranjero, entonces la moneda del país local
deberá depreciarse en relación a la moneda del país extranjero en la misma
proporción. En este proyecto de investigación, la vali
de la paridad del poder
adquisitivo en su versión relativa se verifico primero, mediante el modelo de Maurice
Levi (1997), el modelo estimado para el periodo1993-2007, confirmo en parte la teoría
de la paridad del poder adquisitivo(PPA), pero en forma limitada debido a que el
modelo tiene un coeficiente de determinación R2= 0.35, lo que significa que solo el 35
de las variaciones en el tipo de cambio nominal(TCN) son explicados por el modelo
propuesto, sin embargo, hay un coeficiente de correlación del 60 % entre las
variaciones del tipo de cambio y el diferencial entre
índices de precios del Perú y el
índice de precios de los EEUU. Tambien se indago la relación entre las variaciones del
tipo de cambio nominal y el diferencial de los índices de precios de Perú y la de los
EEUU, mediante la prueba de causalidad de Granger, con dos periodos de rezago
para la variable diferencia de precios, esta prueba nos indica que la variable, el
diferencial de los índices de precios de Perú y la de
EEUU, causa a la variable tipo
de cambio nominal, para un 5% de significación; este resultado se debe al hecho de
que la prueba de causalidad de Granger en su ecuación restringida y no restringida
considera los rezagos de la variable variaciones del tipo de cambio nominal y los
rezagos de la variable variación del diferencial de los índices de precios de Perú y las
de los EEUU, con esto nos confirma que los valores pasados del diferencial en los
precios influye en las variaciones del tipo de cambio actual; de otro lado, para probar la
relación entre las variaciones del tipo de cambio y las variaciones en el diferencial de
los índices de precios al consumidor de Perú y la de los EEUU, se aplico tambien, el
51
modelo de ajuste parcial, este modelo nos permite conocer las elasticidades a corto y
largo plazo de las variaciones del tipo de cambio respecto a las variaciones del
diferencial de los niveles de precios del país local y el país extranjero; el modelo
estimado explica el 97% de las variaciones del tipo de cambio, las variables
explicativas del modelo tomadas individualmente explican a la variable dependiente
con un 5% de significación, el modelo no está autocorrelacionado y ha sido estable en
el periodo considerado, ahora bien, las elasticidades
nos indica, que a corto
plazo, un incremento de 1% en las variaciones del diferencial de
los niveles de
precios, implica un incremento de 0.68% en el tipo de cambio, y en el largo plazo, un
incremento en el nivel de precios de 1% significa un incremento del 1.55 % en el tipo
de cambio. En el caso del modelo de ajuste parcial tam
se sostiene la paridad del
poder de compra, debido que a corto ni largo plazo para el periodo considerado en
este proyecto de investigación, el valor de los parámetros no son 1%, lo que dice el
modelo PPA en su versión relativa
7.2
Se entiende que competitividad internacional es
la capacidad que tiene la
oferta productiva de un país para mantener o incrementar su participación comercial
en el mercado externo, de otro lado, tambien sabemos, que hay muchos factores
económicos y sociales que influyen en esta capacidad, y entendemos que uno de
estos factores es el tipo de cambio. En este proyecto
investigación se analiza el
efecto que tienen el tipo de cambio en la competitividad por medio del precio relativo
de la oferta exportable y el abaratamiento o encarecimiento de las importaciones, este
análisis se hace a través de los instrumentos de la Economía Internacional y de la
Finanzas Internacionales, tales como la teoría de paridad del poder adquisitivo (PPA),
del Tipo de Cambio Efectivo (TCE) y del Tipo de Cambio Efectivo Real (TCRE). Con
estas herramientas de análisis determinamos si la moneda del país esta depreciado o
apreciado y estimamos el margen de subvaluación o sobrevaloración del nuevo sol
con respecto a las monedas extranjeras y en forma específica
respecto al dólar
52
USA y se analiza el efecto de esta subvaluación o sobrevaloración en las
exportaciones, importaciones y el saldo de la balanza comercial
7.3
La teoría indica que el Tipo de Cambio Efectivo (TCE) (RAHMENA, 2006), se
utiliza para analizar la evolución de una moneda respecto a un conjunto determinado
de monedas, este conjunto de monedas pertenecientes a los principales socios
comerciales de un país, El tipo de Cambio Efectivo, nos muestra la apreciación o
depreciación de la moneda de un país respecto al conjunto de monedas de sus
principales socios comerciales; ahora bien, El TCE estimado para el nuevo sol con
respecto a las monedas de los principales socios comerciales que tiene el Perú. El tipo
de cambio efectivo (TCE) estimado en este proyecto de investigación nos muestra la
depreciación del nuevo sol frente a las monedas de sus 18 mayores socios
comerciales, así, se observa que el Nuevo Sol, en el periodo 1993-2007 se deprecio
en relación con casi todos sus principales socios comerciales con
excepción de,
Colombia, México y Bolivia.
En el caso de los Estados unidos, el INDICE del TCN2007 nos dice que el USD se
había apreciado y tenía en nuevos soles, un precio de 1.5732 veces mayor que 1993,
o lo que es lo mismo, el nuevo sol costaba en dólares solo 63.56% de lo que valía en
1993, es decir el nuevo sol se había depreciado en 36.44%
El Tipo de cambio efectivo (TCE) para Perú, nos indica, que la canasta de monedas
(integrada por las monedas de 18 países que son los mayores socios comerciales de
Perú), al final de 2007, valía: 1.8326 veces lo que costaba en 1993, o lo que es
equivalente, el nuevo sol se había depreciado respecto a ellas en 45.43%, De otro
lado la teoría económica sostiene que cuando la moneda de un país se deprecia
respecto a otra moneda las importaciones de este país se encarecen y sus
exportaciones se abaratan, en consecuencia podemos deducir que la evolución del
tipo de cambio del Perú con respecto a las monedas de
18 principales socios
53
comerciales, abarato las exportaciones del Perú y encareció sus importaciones, es
decir el Perú gano en competitividad en los mercados internacionales, en el periodo
1993-2007.
7.5
De otro lado, es decir, desde otro ángulo del análisis, el tipo de cambio
nominal Nuevo sol con respecto al dólar USA (es decir el que dio en la realidad), en el
periodo 1983-1999 estuvo sobrevalorado respecto al tipo de cambio PPA y subvaluado
respecto al Tipo de cambio PPA en el periodo 1999-2007.
7.6.
Para analizar el efecto de la subvaluación o sobrevaluación del tipo cambio
nuevo so/USD sobre las exportaciones e importaciones,
se determino el
margen de subvaluación o sobrevaloración del tipo de cambio nuevo sol/ USD para el
periodo de análisis 1993-2007, luego se hallo las tasas de crecimiento de las
exportaciones e importaciones, con el fin de estimar e modelo econométrico que
relaciona las variaciones de las exportaciones con la
que representa la
subvaluación o sobrevaluación del tipo de cambio nominal. El resultado de la regresión
que relaciona las variaciones de las exportaciones con el margen de subvaluación o
sobrevaluación, nos indica, después de haber efectuado las pruebas pertinentes que
la variable SUD (que representa el margen de subvaluación o sobrevaluación del tipo
de cambio) explica a un nivel estadísticamente significativo las variaciones de las
exportaciones, lo que no ocurre en el caso de las importaciones, puesto que al evaluar
el modelo estimado, que relaciona la tasa de crecimiento de las importaciones con el
margen de subvaluación o sobrevaluación, con las pruebas econométricas pertinentes,
tenemos que, el coeficiente de determinación R2= 0.16, nos señala que el modelo
propuesto, explica solo el 16% de las variaciones de la tasa de crecimiento de las
importaciones, quedando sin explicar el 84% de las variaciones, de otro lado, la
prueba de hipótesis t- Student por su parte, nos indica que la variable SUD ( que
representa el margen de subvaluación o sobrevaluación del tipo de cambio), no explica
las variaciones de las importaciones a un nivel estadísticamente significativo, este
54
hecho creemos que se debe a que las variaciones de las importaciones obedece a
otras variables, ya que los agentes económicos, especialmente los empresarios
siempre importaran insumos puesto que así lo requiere
actividad productiva sin
interesar significativamente las variaciones en el tipo de cambio, igualmente los
importadores de bienes de capital tambien hacen sus compras obedeciendo más a las
nuevas inversiones que a las variaciones en el tipo de cambio, solo en el caso de las
importaciones de bienes de consumo podrían ser afectados por la subvaluación o
sobrevaluación del tipo de cambio. Tambien en este proyecto de investigación
analizamos el efecto de la subvaluación o sobrevaluación del tipo de cambio nuevo
sol/ USD sobre el saldo de la balanza comercial. En este caso se propuso un modelo
que recogiera
los valores rezagados de la variable SUD. El modelo estimado
repectivo, tiene un coeficiente de determinación alto R2= 0.91, lo que significa que el
91 % de las variaciones del Saldo de la Balanza Comercial son explicados por el
margen de subvaluación o sobrevaluación, de otro lado, la prueba de hipótesis tStudent aplicado al modelo nos dice que tanto la variable SUDt como la variable SBCt-1
tomados cada uno en forma individual, explican a un ni
significativo las variaciones de la variable Saldo de
l estadísticamente
Balanza comercial(SBC), de otro
lado el modelo no esta autocorrelacionado y ha sido estable durante el periodo 19932007
55
VIII.
REFERENCIALES
1) APPLEYARD, DENNIS Y FIELD, ALFRED. Economía Internacional, Bogotá:
Edit. Mc Graw Hill. 4ta edición, 2003
2) BCRP. Memoria del BCRP. Diciembre de 1994, 1998, 2002 y 2008.
3) FMI. International Financial Statistics. Washington:Ed IMF, Diciembre de
1996, 1998, 2002, y 2008
4) GREENE, H, WILLIAM. Análisis Econométrico, Madrid: edit. Prentice Hall,
tercera edición,2006
5) HAUNER, DAVID, Y OTROS. In Which Rate Models Do Forecasters Trust?
Washington: WP/11/116. IMF Working Paper,2011
6) LEVI, MAURICE. Finanzas Internacionales, México: Edit. Mc Graw Hill, 1ra
edición, 1997
7) KOZIKOWSKI, ZBIGNIEW. Finanzas Internacionales, México: Edit. Mc Graw
Hill, 2da edición, 2007
8) MANKIW, N, GREGORY. Macroeconomía, Barcelona: Edit. Bosch, Cuarta
edición, 2003
9) MARTIN MARIN, JOSE LUIS. Finanzas Internacionales, Madrid: Edit.
Thomson, 1ra. Edición, 2006
10) MARTINEZ BENCARTINO, CIRO. Estadística y Muestreo, Bogotá: Edit.
ECOE, Decimo segunda edición, 2008
11) PRATE, D y otros. La gestión del Régimen Cambiario en Brasil. Revista
CEPAL, 2009, V.99 , PP: 103 a 108
12) QUANTO. Perú en Números. Diciembre de 1994, 1998, 2002, y 2008
13) RAHNEMA, AHMAD. Finanzas Internacionales, Barcelona: Edit. Deusto,1ra
edición,2006
56
IX.
APENDICE
9.1.
Calculo del TCE
PAIS
INDICE TCN2007
WI
TCE
(1)
(2)
(1)x(2)=(3)
EEUU
3.1280/1.9881=.57320
0.2328
0.3662
China
0.4412/0.34507=1.27858
0.1431
0.1829
Suiza
2.7782/1.34589=2.06421
0.0655
0.1352
Japón
0.02656/0.01788=1.48568
0.0783
0.1163
2.9122/1.54119=1.88958
0.0563
0.1064
0.0059871/0.004919=1.13818
0.0684
0.0778
4.28141/2.01125=2.13873
0.0337
0.0721
Brasil
1.60649/0.32138=4.9987
0.0729
0.3644
Alemania
4.28141/2.2366=1.91425
0.0432
0.0827
0.0033659/0.001231=2.73428=
0.0369
0.1009
4.28141/2.118303=2.02115
0.0317
0.0641
0.0015053/0.002304=0.65334
0.0418
0.0273
Países Bajos
4.28141/2.11835=2.02110
0.0181
0.0366
Bélgica
4.28141/2.11839=2.02107
0.0178
0.0359
3.1280/1.9883=1.57320
0.0129
0.2030
México
0.28624/0.63817=0.44853
0.0269
0.0121
Bolivia
0.3984/0.4662=0.76877
0.0098
0.0075
Reino Unido
1.5627/0.6270=2.49234
0.0096
0.0239
Canadá
Chile
España
Corea del Sur
Italia
Colombia
Panamá
1.8326
Fuente: International Financial Statistics : FMI ( varios números)
Elaboración propia.
57
9.2.
Calculo del Índic e de TCR
País
INDICE de TCR
EEUU
(143.43/218.96)1.573200=1.0305
China
(227.33/218.96)1.27858=1.2701
Suiza
(113.14/218.96)2.06421=1.0666
Japón
(100.13/218.96)1.48568=0.6793
Canadá
(130.33/218.96)1.88958=1.1247
Chile
(190.60/218.96)1.13818=0.9908
España
(155.57/218.96)2.13873=1.5201
Brasil
(234.50/218.96)4.9987=5.3535
Alemania
(125.9/218.96)1.91425=1.1007
Corea del Sur
(166.5/218.96)2.73428=2.0792
Italia
(144.77/218.96)2.02115=1.3363
Colombia
(472.69/218.96)0.65334=1.4104
Países Bajos
(135.61/218.96)2.02110=1.2518
Bélgica
(129.83/218.96)2.02107=1.1891
Panamá
(114.39/218.96) 1.57320
=0.8219
México
(474.50/218.96)0.44853 =0.9720
Bolivia
(212.96/218.96)0.76877=0.7477
Reino Unido
(146.84/218.96)2.49234=1.6714
Fuente: International Financial Statistics : FMI ( varios números)
Elaboración propia.
58
ANEXOS
1. Expo rtac ione s FOB ( En mile s de dólare s USA), s e g ún país e s de de s tino ,
2007
País
X
País
X
1
EEUU
5250065
26
Arg entina
119568
2
China
3041268
27
Aus tralia
97841
3
S uiza
2335284
28
Dinamarc a
86329
4
Japón
2183711
29
Ho ng Ko ng
70601
5
Canadá
1784702
30
S udáfrica
66436
6
Chile
1693176
31
No de c larados
66371
7
Es paña
979267
32
S ue c ia
65553
8
Bras il
937961
333
Arg e lia
61484
9
Ale mania
928580
34
Turquía
59604
10
Corea
882659
35
Guate mala
54018
11
Italia
824447
36
No rue ga
52306
12
Venezue la
759645
37
Vie t Nam
48298
13
Co lombia
615230
38
Tailandia
46363
14
País es bajo s
588753
39
Haití
41933
15
Bé lg ic a
557414
40
Re public a Do minicana
38119
16
Panamá
397028
41
Trinidad y Tobag o
37701
17
Taiwán
395123
42
El S alvador
37596
18
Ecuador
377843
43
Ag uas internac io nales
35549
19
Méxic o
269080
44
Portug al
32431
20
Bo livia
223612
45
Nic aragua
30542
21
Re ino Unido
220214
46
Pue rto Ric o
27226
22
Bulgaria
216820
47
Cos ta Ric a
26412
23
India
210004
48
Marrueco s
26412
24
Franc ia
197715
49
Indone s ia
26003
25
Finlandia
181481 50
Gre c ia
21526
Fue nte :”Perú e n Núme ros , Anuario e s tadís tic o de Quanto , 2009
59
2. Impo rtac ione s CIF(e n mile s de Dó lare s USA), s e g ún país e s de o rig en,
2007
País e s
IM
País
IM
1
EEUU
33 58454.5
26
Parag uay
1 110 39.2
2
China
22 51049.3
27
Rus ia
1 091 05.1
3
Bra s il
17 57373.0
28
Bé lg ic a
1 018 47.4
4
Ec ua do r
14 71554.8
29
Finlandia
8 465 8.8
5
Arg e ntina
98 3236.1
30
S uiz a
8 689 2.8
6
Co lo m bia
93 1338.0
31
País e s Bajo s
7 938 3.2
7
Chile
83 36382.9
32
Aruba
8 193 5.3
8
Ja pó n
70 9443.9
33
Panam á
8 187 8.7
9
Mé xic o
72 6215.3
34
Aus tralia
6 330 6.7
10
Ale m ania
67 0668.8
35
Indo ne s ia
6 097 2.5
11
Ang o la
49 3748.5
36
Aus tria
5 283 0.2
12
Co re a de l S ur
48 2324.6
37
Urug uay
4 759 4.7
13
Ita lia
34 8307.0
38
Irá n
4 667 6.1
14
Canadá
29 6280.4
39
Is rae l
4 109 4.7
15
Nig e ria
27 7461.1
40
Irlanda
3 667 7.0
16
Es pa ña
26 8185.6
41
S udáfric a
3 295 6.7
17
Ta iwá n
24 0698.7
42
Dina m arc a
3 388 2.7
18
India
23 1903.0
43
Guate ma la
3 165 5.2
19
Ve ne z ue la
21 1109.4
44
Uc rania
2 695 6.9
20
Fra nc ia
17 0853.5
45
S ing apur
3 095 2.0
21
S ue c ia
15 9167.9
46
Vie t Na m
2 472 9.2
22
Bo liv ia
13 7866.0
47
Nue v a Ze la ndia
2 135 8.9
23
Ma la s ia
13 4307.9
48
No rue g a
1 884 9.5
24
Re ino Unido
13 3980.9
49
Co s ta Ric a
1 794 3.2
25
Ta ilandia
12 3478.5
50
Trinida d y To bag o
1 589 6.3
Fuente : Pe rú e n Núme ro s ; anuario e s tadís tic o de Quanto , 2009
60
3. Tipo de c ambio de lo s s o c io s c o me rc iale s principale s de l Pe rú
Lo s tipo s de c ambio s s iguiente s e s tán e xpre s ado s en la mo ne da de l país
c o n re s pe c to al Dólar de EEUU
País
TC1993 TC 2007
EEUU
---------
-----------
China
5.7620
7.6075
Suiza
1.4776
1.1259
Japón
111.20
117.75
Canadá
1.2901
1.0741
Chile
404.17
522.46
España
127.26
0.7306
Brasil
0.032
1.9471
Alemania
1.6533
0.7306
Corea del Sur
802.67
929.26
Italia
1232.4
0.7306
Colombia
863.06
2078.29
Países Bajos
1.8573
0.7306
Bélgica
34597
0.7306
Panamá
------
---------
México
3.1156
10.9282
Bolivia
4.2651
7.8512
Reino Unido
3.6710
2.0017
Perú
1.9883
3.1280
Fuente: International Financial Statistics: varios números
61
4. Índic e s de pre cio s al c ons umido r de lo s país e s s o cio s
le s del
Pe rú
Año
EEUU
China
Suiza
Japón
1993 110.6
14.6
106.4
116.7
1994 113.4
24.2
107.1
121.4
1995 116.6 100.0
-1.4
107.0 100.0
127.8 100.0
1996 120.0 102.9
8.3
107.2 100.1
132.8 104
1997
105.3
2.8
101.9
106.1
1998
107.0
-0.8
102.5
108.2
1999
109.3
-1.4
102.2
110.0
2000
113.0 100.0
0.3
101.5
2001
116.2 102.8
0.5
99.2
108.0
2002
104.5
-0.8
98.4
114.8
2003
106.8
1.2
98.1
123.0
2004
109.7
4.0
98.1
130.3
2005
1113.4 1.8
97.8
136.9
2006
117.1
1.5
98.1
142.7
2007
120.4
4.8
98.1
150.5
100.0
112.8 100.0
Fuente: International Financial Statistics: varios números
62
Año
Colombia
Base 1990
1995
Canadá
2000
1990
Chile
1995
2000
1990
1995
2000
1993
203.1
109.2
158.0
1994
251.5
109.4
177.0
1995
304.2 100.0
111.8 100.0
131.0 100.0
1996
104.0
113.5 101.6
205.0 107.4
1997
106.1
103.2
113.9
1998
108.2
104.2
119.8
1999
110.0
106.0
123.8
2000
112.8 100.0
108.9 100.0
128.5 100.0
2001
102.8
102.5
103.6
2002
105.3
104.8
106.1
2003
108.1
107.7
109.1
2004
110.5
109.7
110.3
2005
112.7
112.7
113.6
2006
115.1
114.2
117.5
2007
117.2
116.9
122.7
Fuente: International Financial Statictics: varios números.
63
Año
España
Base 1990
Brasil
1995
2000
1990
Alemania
1995
2000
1990
1995
2000
1993
117.3
1348
109.7
1994
122.9
24291
112.7
1995
128.6 100.0
40325 100.0
114.8 100.0
1996
133.2 103.6
46679 115.8
116.5 101.4
1997
105.6
123.8
13.3
1998
107.5
127.7
104.3
1999
110.0
133.9
104.9
2000
113.8 100.0
143.4 100.0
107.0 100.0
2001
117.9 103.6
153.2 106.8
109.6 102
2002
106.8
115.9
103.4
2003
110.0
132.9
104.5
2004
113.3
141.7
106.2
2005
117.2
151.4
108.3
2006
121.3
157.8
110.1
2007
124.7
163.5
112.5
Fuente: International Financial statistics: varios números.
64
Año
Corea del Sur
Base 1990
1995
Países Bajos
2000
1990
1995
Bélgica
2000
1990
1995
2000
1993
121.7
109.2
108.6
1994
129.2 95.7
112.2
111.2
1995
135.0 100.0
114.4 100.0
112.8 100.0
1996
141.7 105.0
116.8 102.0
115.2 102.1
1997
105.6
104.2
103.7
1998
117.9
106.2
104.7
1999
118.8
108.6
105.9
2000
121.5 100.0
111.4 100.0
108.6 100.0
2001
126.4 104.1
104.2
111.3 102.5
2002
106.9
107.6
104.2
2003
110.7
109.9
105.8
2004
114.7
111.2
108.0
2005
117.8
113.1
111.0
2006
120.4
114.4
113.0
2007
123.5
116.2
115.1
Fuente: International Financial Statistics: varios números.
65
Año
Panamá
Base 1990
1995
México
2000
1990
Bolivia
1995
2000
1990
1995
2000
1993
103.6
155.5
147.7
1994
104.9 85.3
166.3 74.1
159.3
1995
105.9 100.0
224.5 100.0
175.6 90.8
1996
101.3
301.7 134.4
191.4 100.0
1997
102.6
162.1
112.4
1998
103.2
187.9
117.7
1999
104.5
219.1
126.8
2000
106.0 100.0
239.9 100.0
129.5 100.0
2001
100.3
255.1 106.4
135.5 101.6
2002
101.3
111.7
137.6 102.5
2003
101.7
116.8
106.0
2004
101.9
122.3
110.7
2005
105.1
127.1
116.6
2006
107.3
131.8
121.6
2007
111.8
137.0
132.2
Fuente: International Fiancial Statistics: varios números.
66
Año
Reino Unido
Base 1990
1995
Perú
2000
1990 1995
2000
1993
111.5
1314
1994
114.3
1626
1995
118.2 100.0
1806 100.0
1996
121.1 102.4
111.5
1997
105.7
121.1
1998
1098.3
129.9
1999
11.0
134.4
2000
114.2
100.0
139.4 100.0
2001
116.3
101.8
142.2 102.0
2002
103.5
102.2
2003
106.5
104.5
2004
109.7
108.3
2005
112.8
110.1
2006
116.4
112.3
2007
121.3
114.28
1990 1995 2000
Fuente: International Financial Statistics: varios números.
67
68