“La Teoría Cuantitativa del Dinero: Evidencia para la República

UNIVERSIDAD CATÓLICA SANTO DOMINGO
Santo Domingo, República Dominicana
“La Teoría Cuantitativa del Dinero:
Evidencia para la República Dominicana”
Tesis para optar por el título de:
MAESTRÍA EN ECONOMÍA APLICADA, MONETARIA Y FINANCIERA
Por:
Gilsa Dayana Rodríguez Grullón
2013
APROBADO POR
Prof. Frank Fuentes
Coordinador de Tesis
Prof. Alexis Cruz
Lector Principal
ii
SINTESIS
En esta investigación se procede a comprobar si la hipótesis de Milton Friedman, en relación a la
Teoría Cuantitativa del Dinero, que define al dinero como neutral en el Largo Plazo (LP) y no en
el Corto Plazo (CP), se cumple para la economía dominicana. Para estos fines, se realizan
pruebas de Causalidad de Granger y se estiman modelos Vectores Autoregresivos que sirven
como insumo para el análisis impulso – respuesta, así como modelos Mínimos Cuadrados
Ordinarios para la corrección de errores que permitan estudiar el comportamiento de la inflación.
Se comprueba la neutralidad del dinero en el LP pero no en el CP. Las estimaciones indican que
el efecto del dinero sobre el producto es positivo y de pequeña magnitud. Estos resultados son
claves para los hacedores de política monetaria al momento de tomar decisiones, a quienes se le
recomienda no hacer uso de la oferta monetaria con el fin de incentivar la producción real.
iii
INDICE GENERAL
CAPÍTULO I: INTRODUCCIÓN ........................................................................1
I.1 DEFINICIÓN DEL TEMA ....................................................................................................... 1
I.2 JUSTIFICACION DEL ESTUDIO .......................................................................................... 2
I.3 OBJETIVOS BÁSICOS ............................................................................................................ 4
I.4 HIPOTESIS ................................................................................................................................ 4
I.5 ALCANCE Y LIMITACIONES ............................................................................................... 5
I.6 PLAN DE TRABAJO ................................................................................................................ 6
CAPÍTULO II: DISCUSIÓN CONCEPTUAL DE LA NEUTRALIDAD DEL DINERO
...................................................................................................................................7
CAPÍTULO III: POLITICA MONETARIA EN LA REPUBLICA DOMINICANA 12
III.1 POLÍTICA MONETARIA Y PERIODOS DE GOBIERNO ............................................ 14
CAPÍTULO IV: REVISIÓN DE LITERATURA ..............................................21
IV.1 ESTUDIOS FUNDAMENTALES ....................................................................................... 27
IV.2 ESTUDIOS PARA GRANDES ECONOMÍAS .................................................................. 28
IV.3 ESTUDIOS PARA REPÚBLICA DOMINICANA ............................................................ 34
CAPÍTULO V: METODOLOGÍA DE LA INVESTIGACIÓN.......................37
CAPÍTULO VI: ANÁLISIS DE LOS DATOS ..................................................46
CAPÍTULO VII: ANÁLISIS DE LOS RESULTADOS ...................................51
VII.1 ANÁLISIS IMPULSO – RESPUESTA ............................................................................. 57
VII.2 UN MODELO DE CORRECCIÓN DE ERRORES PARA EXPLICAR LA INFLACIÓN
iv
60
CAPITULO VIII: CONCLUSIONES.................................................................66
REFERENCIAS ....................................................................................................67
ANEXOS ................................................................................................................73
v
LISTA DE TABLAS
Tablas
Pág.
1. Pruebas de Raíz Unitaria: Dickey - Fuller Aumentada
55
2. Pruebas de Raíz Unitaria: Phillips – Perron
55
3. Pruebas de Raíz Unitaria: Kwiatkowski Phillips Schmidt Shin
56
4. Prueba de Causalidad de Granger: Dinero y Precios
58
5. Prueba de Causalidad de Granger: Dinero y Producto Real
58
6. Pruebas de Normalidad y Homocedasticidad: Modelo VAR
59
7. Prueba de Autocorrelación: Modelo VAR
59
8. Prueba de Cointegración de Johansen y Vector de Cointegración
64
9. Modelo de Corrección de Errores: Inflación
65
vi
LISTA DE FIGURAS
Gráficas
Pág.
III.1 Relación Dinero y Precios 1986-1995
15
III.2 Relación Dinero y Actividad Real 1986-1995
16
III.3 Relación Dinero y Precios 1996-2011
17
III.4 Relación Dinero y Actividad Real 1996-2011
20
VI.1 Medio Circulante (M1) 1992-2012
50
VI.2 Índice de Precios al Consumidor (IPC) 1992-2012
51
VI.3 Producto Interno Bruto (PIB) Original y Tendencia Ciclo 19922012
53
VI.4 Producto Interno Bruto (PIB) 1992-2012
53
VII.1 Respuesta Producto Real a Un Choque Monetario
61
VII.2 Respuesta Precios a Un Choque Monetario
61
VII.3 Residuos del MCE
67
vii
CAPÍTULO I: INTRODUCCIÓN
I.1 Definición del Tema
Esta tesis se concentra en estudiar la validez de la Teoría Cuantitativa del Dinero (TCD) para la
República Dominicana (RD). Esta teoría se ha constituido en uno de los pilares de la política
monetaria ya que estudia los efectos del dinero en la economía y su neutralidad en los distintos
horizontes de tiempo. La TCD parte de la ecuación cuantitativa:
Esta ecuación es una identidad que indica que la cantidad de dinero M, multiplicada por la
velocidad de circulación del dinero V, para cierto periodo, es igual a la producción Y
multiplicada por el nivel de precios de la economía P. La TCD es el conjunto de ideas que giran
en torno a que en el equilibrio de largo plazo (LP), un cambio en M provoca un cambio
proporcional en P. Esta teoría cuenta con distintos enfoques, entre ellos el de las transacciones de
Irvin Fisher, el de saldos de caja de la escuela de Cambridge y el del mercado de bienes de Knut
Wicksell. (Handa, 2009)
Un punto clave de la TCD es la velocidad del dinero. Para Fisher, V es una variable que no
depende de M ni de P, sino que depende de los hábitos de los individuos y las condiciones del
mercado. De igual forma, Y depende de los recursos naturales y las condiciones técnicas que
sustentan su independencia de M. Esta característica es la que permite relacionar los cambios de
precios con los cambios en la cantidad de dinero.
Para Friedman la velocidad es en realidad una variable real y constante, y el dinero es neutral
en el LP, pero no en el CP. Según este economista, la política monetaria impacta, con un rezago
largo y variable, el producto y el empleo. (Friedman, 1958) La base de esta investigación es
probar si efectivamente un aumento de la oferta monetaria va a impactar, en primer lugar,
variables reales, específicamente el producto, y posteriormente, al nivel general de precios.
La literatura económica abunda para distintos países que buscan probar la validez de la TCD.
Entre estos se encuentra: Austria, Bélgica, Dinamarca, Finlandia, Francia, Alemania, Grecia,
Irlanda, Italia, Holanda, Portugal, España, Suecia, Reino Unido, Canadá, Japón, China, Estados
Unidos, Turquía, entre otros. Con esta investigación se pretende contribuir a esta batería de
estudios buscando evidencia para una economía pequeña y abierta como es la RD.
I.2 Justificación del Estudio
La responsabilidad de la política monetaria de un país recae sobre el Banco Central, es decir, esta
institución es responsable por las decisiones de política monetaria que impactan los precios, la
actividad económica, la tasa de interés, el tipo de cambio, entre otras variables económicas
relevantes (ya sea directa o indirectamente). La importancia de un estudio como el que aquí se
2
presenta es que al tratar de probar la TCD se puede evaluar el efecto de la política monetaria
sobre dos fenómenos claves: el crecimiento económico y el nivel de precios.
La literatura muestra que el impacto de la inflación sobre los agentes distingue de si ésta es
anticipada o no. Sin embargo, en ambos casos las consecuencias son negativas especialmente
cuando se trata de aumentos significativos. En la historia reciente de RD se destacan dos
periodos donde la inflación anual, medida como la variación porcentual del Índice de Precios al
Consumidor (IPC), es de dos dígitos: 22.7% (1987), 55.8% (1988) y 34.6% (1989). Culminando
este proceso inflacionario, en 1990 el nivel general de precios creció a un nivel histórico de 79.9
por ciento. El segundo periodo en la historia dominicana se sitúa a principios de la década de
2000, cuando la inflación se ubicó en 10.5%, 42.7% y 28.7% para los años 2002, 2003 y 2004.
Estos periodos se caracterizan por una devaluación importante de la moneda, aumentos de la tasa
de interés dada la incertidumbre del panorama económico, contracción del producto y el alto
costo social.
Cabe destacar que los procesos inflacionarios de la RD para los periodos 1986-1990 y 2002-2004
se relacionan directamente con aumentos de la oferta monetaria por parte del BCRD. Para finales
de los ochentas, el BCRD financiaba el déficit del gobierno con un aumento de la emisión
mientras que para inicios de la década del 2000, la autoridad monetaria buscaba rescatar aquellos
bancos con problemas dentro de la peor crisis bancaria que, hasta el momento, ha afectado a la
RD. Es interesante notar que sin distinción de las causas que propiciaron estos aumentos, el
efecto resultó ser el mismo.
3
I.3 Objetivos Básicos
El objetivo principal de esta investigación es probar la neutralidad del dinero a través de dos
líneas de pensamiento: a) El dinero no es neutral en el CP y por lo tanto un aumento de la oferta
monetaria provoca un aumento en el producto real; b) El dinero es neutral en el LP, por lo tanto,
un aumento de la oferta monetaria se traduce en un aumento del nivel de precios.
Para lograr este objetivo se hace uso de la técnica que sigue Sims (1980) para estimar la
relación de LP a partir de un modelo VAR y el análisis impulso – respuesta resultante. Mientras
que el CP se analiza con un modelo de corrección de errores simple, a partir de un modelo de
Mínimos Cuadrados Ordinarios (MICO). Para todas las estimaciones se utilizan tres variables
económicas: dinero, precios y producto.
A partir de estas estimaciones también puede obtenerse información sobre el impacto de la
inflación pasada y el porcentaje de corrección de la desviación del equilibrio en el corto plazo.
I.4 Hipótesis
En las últimas décadas, una gran cantidad de estimaciones, para todo tipo de países, han
proporcionado evidencia a favor de la TCD, lo que sugiere que un aumento de la oferta
monetaria se traduce en un aumento de precios en el LP. En esta tesis, se espera demostrar que
un aumento del dinero por parte de la autoridad monetaria efectivamente resulta en inflación que
se distribuye en el tiempo entre 12 y 18 meses (Friedman, 1994).
4
En el mismo orden de ideas, la teoría indica que un choque monetario tiene un efecto
positivo en el producto real que se experimenta antes que el aumento en el nivel general de
precios. Por lo que, adicionalmente, se busca probar que un aumento de la oferta monetaria en
RD tiene efectos positivos en el producto que se espera observar en el CP, específicamente en los
primeros dos o tres trimestres (Friedman, 1994).
I.5 Alcance y Limitaciones
El espacio temporal de este estudio abarca 86 observaciones, desde inicios del 1991 hasta
mediados del 2012, con datos trimestrales para las variables de dinero, precios y producto que a
partir del instrumental econométrico se busca probar la neutralidad del dinero para la RD. Las
informaciones básicas provienen de los datos oficiales del BCRD y abarcan los agregados
monetarios a través de M1, los precios medidos por el IPC y la actividad económica por el PIB
real.
Se reconoce que en los fenómenos inflacionarios otras variables pueden influir, pero vale
destacar que el objetivo de esta investigación es probar la TCD bajo la óptica de Milton
Friedman sobre la cual se abundará en los capítulos siguientes.
La presencia de posibles cambios estructurales y periodos de distintas estrategias de política
monetaria confinan esta investigación. Otra limitación, la constituye la longitud de las series,
característica común para países como el nuestro, que no permiten abarcar otros indicadores
5
como es el M3 o tener una mayor cantidad de observaciones que permitan estudiar el LP con
mayor claridad.
I.6 Plan de Trabajo
Este documento se divide de la siguiente forma: una discusión conceptual sobre la neutralidad
del dinero precede el capítulo III donde se estudia brevemente la historia de la política monetaria
en RD y la evidencia histórica que respalda a simple vista la TCD. En el capítulo IV, se hace una
revisión de la literatura económica relacionada con la TCD con especial énfasis en estudios que
prueban la hipótesis básica de esta teoría para distintos países. En los capítulos V y VI se
describe la metodología de la investigación y el análisis de los datos utilizados. Un análisis de los
resultados empíricos de esta tesis se presenta en el capítulo VII y finalmente se concluye con los
principales hallazgos y recomendaciones de política.
6
CAPÍTULO II: DISCUSIÓN CONCEPTUAL DE LA NEUTRALIDAD DEL DINERO
En economía, es común hacer la distinción entre dos tipos de variables económicas. Las
variables nominales que son aquellas expresadas en unidades monetarias y las variables reales
que son las que se expresan en unidades físicas. La dicotomía clásica, que puede asociarse a
ideales teóricos que datan del siglo XVIII, es la distinción teórica responsable de los conceptos
antes mencionados.
Mientras que la neutralidad es una propiedad que puede atribuirse a un sistema siempre y
cuando cada ecuación contenga magnitudes medidas en unidades reales. (Sargent, 1987) expone
que de ser cierto que un sistema es neutral, el duplicar o triplicar las magnitudes nominales no
causaría cambios en los valores de equilibrio de las variables reales.
Estos conceptos son claves para entender la neutralidad del dinero. Se dice que el dinero es
neutral cuando cambios en la oferta de dinero y en la política monetaria no alteran los niveles de
empleo, del producto, ni los valores de otras variables reales.
Para el año 1752, David Hume ya exponía los fundamentos teóricos de lo que hoy
comúnmente denominamos la Teoría Cuantitativa del Dinero.
7
En sus escritos, Hume exponía a través de su razonamiento puramente teórico que cambios en las
unidades monetarias en circulación provocarían cambios proporcionales en todos los precios,
pero no en términos reales. Asimismo, explicaba que al principio el exceso de dinero estaba a la
disposición de una proporción de la población quienes buscaban la forma de utilizar el dinero a
su favor. Hume destacó el caso de unos comerciantes que reciben dinero proveniente del exterior
lo que les permite aumentar su mano de obra sin cambios en los salarios e ir al mercado a
adquirir bienes sin cambios en los precios. Esto sucedería hasta que “el agricultor y el jardinero”,
al observar que sus productos se acaban, se proponen aumentar su oferta hasta incrementarse los
salarios y por ende los precios de los bienes. Lucas (1996) afirma que esta tensión entre dos ideas
incompatibles, cambios en el dinero son cambios en unidades nominales y estos a su vez
provocan cambios en variables reales, como el empleo y la producción, en la misma dirección,
ha sido el centro de la teoría monetaria desde los escritos de Hume.
La idea principal de la TCD se basa en el concepto de neutralidad. De acuerdo a Lucas
(1996), en el largo plazo, por ambiguo que sea, el crecimiento del dinero debe ser neutral
respecto a su efecto sobre la tasa de crecimiento de la producción mientras que debe impactar la
inflación a la tasa “uno a uno”.
8
Diversas escuelas de pensamiento han estudiado los efectos del dinero a través del concepto de
neutralidad. Algunas de ellas defienden la neutralidad tanto en el corto como en el largo plazo,
mientras que otras sólo reconocen este concepto para el largo plazo. Dentro de estos esfuerzos se
destaca un amplio instrumental analítico donde la caracterización de las perturbaciones
monetarias, las expectativas, las rigideces del mercado, la información imperfecta y el
comportamiento irracional de los agentes fundamentan el análisis a favor o en contra de la
neutralidad del dinero.
Para los clásicos, la neutralidad del dinero se cumple en todos los ámbitos del tiempo ya que
las variables reales (como el producto) se ven determinadas por otras variables reales (como el
mercado laboral y de bienes). Mientras que los nuevos clásicos “afirman que para que se cumpla
la condición de neutralidad del dinero, las perturbaciones en la demanda agregada deben ser
anticipadas y/o anunciadas” (Giraldo Palomino, 2005, Pág. 5). Pero si los agentes, que ya tienen
conocimiento de la economía y de las decisiones de los hacedores de política, se enfrentan a una
sorpresa monetaria no pueden distinguir si el aumento en los precios es general o es un aumento
del precio relativo de su producto. Por lo tanto, los productores cambian su nivel de producción
en el corto plazo, no cumpliéndose la dicotomía clásica (Giraldo Palomino, 2005).
La idea de los nuevos clásicos es que si los agentes económicos esperan que la autoridad
monetaria va a aumentar el dinero que circula en la economía, entonces procederán a acomodarse
a tal política de modo que la condición de neutralidad se cumple a la perfección.
9
Los keynesianos defienden el hecho de que las perturbaciones monetarias se dan en un
mercado donde existen rigideces que impiden que los precios se ajusten por lo que el efecto en el
PIB real es inminente. Asimismo, los nuevos keynesianos agregan que el ajuste es costoso y es
causa de ciclos económicos por lo que la dicotomía clásica no es sustentada en sus modelos.
Finalmente, los monetaristas, con Milton Friedman a la cabeza, reconocen que en el corto
plazo la neutralidad del dinero no se cumple a pesar de la flexibilidad de los precios. Esto se
debe a que las expectativas adaptativas de los agentes económicos permite que el dinero tenga
efectos sobre las variables reales. Para Friedman, la Gran Depresión es el mejor ejemplo de que
el dinero no es neutral en el CP.1
La discusión conceptual de la neutralidad del dinero ayuda a analizar las consecuencias de las
decisiones de los hacedores de política y el papel de la política monetaria en el control de la
variación de la cantidad de dinero para conseguir el famoso cuadrado mágico (producto, precios,
empleo y balance externo favorable).
Mientras que la comprobación empírica de la neutralidad del dinero así como también “el
estudio de los potenciales efectos de corto plazo de una política monetaria activa sobre el
suavizamiento de los ciclos económicos y la estabilidad de precios… es fundamental para el
buen diseño e implementación de la política monetaria” (Fuentes, 2006, Pág. 1). De cumplirse la
neutralidad del dinero en el corto plazo los esfuerzos de las autoridades monetarias no tendrían
sentido. Por lo que se concluye que el dinero importa.
1
Mayor detalle sobre la nueva óptica y reavivamiento de la TCD a partir de los estudios de
Milton Friedman se presenta en el capítulo IV.
10
11
CAPÍTULO III: POLÍTICA MONETARIA EN LA REPÚBLICA DOMINICANA
Desde la independencia en el año 1844, RD se caracterizaba por tener en circulación varios tipos
de monedas. Estas monedas, de diversos orígenes (haitiano, mexicano, español y
norteamericano) circulaban de manera automática en la economía, debido a su relación con los
saldos de intercambio internacional de bienes y servicios. Esta situación, se perpetuó hasta 1937
cuando se emite la moneda metálica dominicana de circulación oficial que se denominó peso
moneda de plata (Estrella, 1971).
La política monetaria comienza en RD, de manera formal en el año 1947, cuando se crea el
BCRD. El papel del BCRD, como lo establecía el artículo 4 de la Ley Número 1529 del 9 de
octubre de 1947, es ser el instituto emisor del peso oro dominicano, regular su circulación y
contrarrestar toda tendencia inflacionaria perjudicial a los intereses permanentes de la nación
(Estrella, 1971).
Desde su creación hasta principios de los ochentas, el BCRD se concentró en mantener un
régimen de tipo de cambio fijo, el control de las tasas de interés y el uso del encaje legal
diferenciado como instrumento de política monetaria (BCRD, 2010).
12
A principios de los ochentas, bajo el mandado del presidente José Salvador Jorge Blanco, 19821986, el país experimenta una crisis que lleva al gobierno a la firma de tres acuerdos con el
Fondo Monetario Internacional (FMI): enero 1983; septiembre 1984; y enero 1985.
Precisamente, en este último año se experimenta la primera devaluación del peso dominicano
(Sánchez-Fung, 2002). Durante los años 1984 y 1985 se observan alzas en los precios, del orden
del 38.6% y 30.9%, consecuencia de los ajustes resultantes de los acuerdos. Mientras que en el
cierre del año 1986 la variación porcentual a 12 meses del Índice de Precios al Consumidor (IPC)
fue de 4.4%, regresando a niveles cercanos a los experimentados en 1983, a pesar del aumento
del dinero.
III.1 Política Monetaria y Periodos de Gobierno
En lo adelante, para facilitar el estudio de la política monetaria reciente y sus efectos en el nivel
de precios y actividad económica, se emplea el uso de gráficas donde se relaciona M1 con el IPC
y el PIB Real para los periodos 1986-1995 y 1996-2011.
El Dr. Joaquín Balaguer, en su periodo presidencial 1986-1990, implementa un programa
cuyo objetivo es la reactivación de la economía a partir de la construcción pública. Durante este
periodo se experimentó un crecimiento anual promedio de la inversión pública igual al 25%,
mientras que en los años entre 1987-1990, el crecimiento promedio de la actividad real resulta
igual al 5.0%.
13
Durante este acontecimiento histórico se destaca la participación del BCRD como prestamista
del gobierno ante el déficit fiscal resultado del gasto en construcción. El aumento continuo de la
oferta monetaria produjo un aumento de precios llegando a experimentarse una inflación récord
de 79.9% como se puede ver en la gráfica III.1 (Andújar, 2005). La política monetaria de la
época, 1983-1990, se caracterizó por baja autonomía, tipo de interés fijo y unificación cambiaria.
Como consecuencia de esta crisis inflacionaria, RD se ve obligada a pactar nuevamente con el
FMI en septiembre 1991. Este acuerdo Stand-By orienta la política monetaria hacia el control de
los agregados monetarios a través de los certificados de participación del BCRD, los que se
constituyen en principal instrumento de política monetaria (BCRD, 2010).
Gráfica III.1
República Dominicana
Relación Dinero y Precios
1986-1995
90.0
80.0
Tasas de Crecimiento (%)
70.0
60.0
50.0
40.0
30.0
20.0
10.0
(10.0)
1986
1987
1988
1989
1990
Dinero
14
1991
Precios
1992
1993
1994
1995
Los resultados de este control son fácilmente identificables al observarse la inflación, que para
1991 se ubica en 7.9%, y la desaceleración de la actividad económica que cae en -5.5%.
Posteriormente, se firma otro acuerdo Stand-By en marzo 1993. Este acuerdo con el FMI da
entrada a nuevos cambios como son la modificación del régimen cambiario hacia la flotación
administrada, las restricciones al crédito para el sector público, la liberalización de las tasas de
interés y una nueva legislación bancaria. El éxito de estas medidas, en adición al experimentado
por el grupo de reformas orientadas a la liberalización de la economía, que surgieron del Pacto
de Solidaridad Económica (PSE), permitió el aumento de la autonomía del BCRD. Esta
autonomía favoreció a la política monetaria con mayor poder para mantener la estabilidad de los
precios (BCRD, 2010).
Gráfica III.2
República Dominicana
Relación Dinero y Actividad Real
1986-1995
60.0
50.0
Tasas de Crecimiento (%)
40.0
30.0
20.0
10.0
-
(10.0)
1986
1987
1988
1989
1990
Dinero
1991
PIB Real
15
1992
1993
1994
1995
Para mediados de los noventas, más específicamente en el primer mandato presidencial del Dr.
Leonel Fernández Reyna (1996-2000) la inflación promedio fue de un dígito e igual a 6.6 por
ciento, evidencia de que controles en la oferta monetaria mantienen niveles inflacionarios bajos.
La política monetaria de los noventa, 1991-1999, se caracterizó por un aumento de la autonomía
efectiva, liberalización de la tasa de interés y flotación manejada del tipo de cambio.
Un gran avance para la política monetaria en RD es la promulgación de la Ley Monetaria y
Financiera en diciembre 2002. Esta ley afianza la autonomía del BCRD prohibiendo el
financiamiento al gobierno y estableciendo la estabilidad de precios como objetivo principal.
Consecuentemente se declara como régimen oficial la flotación libre del tipo de cambio durante
el periodo 2000-2004 del presidente Hipólito Mejía Domínguez.
Gráfica III.3
República Dominicana
Relación Dinero y Precios
1996-2011
90.0
80.0
70.0
Tasas de Crecimiento (%)
60.0
50.0
40.0
30.0
20.0
10.0
0.0
-10.0
-20.0
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
Dinero
16
2004
Precios
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
Sin embargo, en 2003 se desata la peor crisis bancaria que haya experimentado el país. Esta
crisis que “involucró una asistencia financiera global para la disolución del Banco
Intercontinental y la venta de Bancrédito y el Banco Mercantil, generó una pérdida de confianza
de los agentes económicos” provocando un proceso de sustitución de moneda y salida de
capitales que resultó en una significativa depreciación del peso dominicano (BCRD, 2004, Pág.
Presentación).
La variación de la actividad real registrada por el PIB en el 2003 resultó ser negativa en 0.3%, mientras que la inflación alcanzó una variación positiva en un 42.7% impulsada por el
crecimiento del dinero que creció en un 77.4% (ver año 2003 en las gráficas III.4 y III.3,
respectivamente). Aquí se puede observar la relación dinero – precios, y los efectos de un choque
monetario anticipado sobre variables reales.
La política monetaria a principios de la década de 2000, antes y durante la crisis bancaria, se
caracterizó por disponer de mayor autonomía, múltiples objetivos, la libre convertibilidad de la
moneda, así como también la adopción de un Esquema de Metas Monetarias, luego de asumir la
responsabilidad del rescate bancario.
Durante este periodo se introducen dos nuevos instrumentos en enero 2004: la Ventanilla de
Depósitos Remunerados de Corto Plazo, mejor conocida como Ventanilla Overnight, y la
Ventanilla Lombarda. La primera permite a las entidades financieras el depósito de sus
excedentes de liquidez diariamente y la segunda permite créditos a los bancos múltiples con
garantía de títulos. Estas ventanillas cuentan con una tasa de interés decidida por el BCRD a
modo de influenciar la tasa de interés interbancaria.
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El cambio de gobierno y el regreso al poder del Dr. Leonel Fernández Reyna, 2004-2008,
incide positivamente en las expectativas de los agentes provocando una apreciación del tipo de
cambio y el retorno de capitales que permiten al BCRD acumular nuevamente reservas
internacionales. En enero 2005 y noviembre 2009 el país firma nuevamente con el FMI acuerdos
Stand-By y el BCRD termina adoptando metas monetarias como esquema formal de política
monetaria. Cabe destacar que a través del instrumento de Operaciones de Mercado Abierto se
logró manejar el exceso de liquidez en la economía (BCRD, 2010).
Gráfica III.4
República Dominicana
Relación Dinero y Actividad Real
1996-2011
90.0
80.0
70.0
Tasas de Crecimiento (%)
60.0
50.0
40.0
30.0
20.0
10.0
0.0
-10.0
-20.0
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
Dinero
2004
PIB Real
18
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
La economía dominicana a partir de 2005 y luego de experimentar una recesión económica,
crisis bancaria, aumentos significativos en el nivel de precios, una depreciación de la moneda y
cambios en las expectativas de los agentes, experimenta un quiebre estructural. Las autoridades
del BCRD observan que a partir de 2005 la relación base monetaria e inflación se debilita lo que
provoca que la política monetaria, que busca estabilidad de precios, a través de agregados
monetarios se convierta en una tarea muy difícil. Si a esto le agregamos los efectos de la
innovación financiera se aumenta la inestabilidad de la demanda de dinero lo que lleva a
reconsiderar la política monetaria a seguir (BCRD, 2011). El BCRD, ante esta situación, inicia
una transición al establecimiento del Esquema de Metas de Inflación como régimen oficial de la
política monetaria.
La política monetaria a mediados de la década de 2000, después de la crisis bancaria, se
caracteriza por tener un objetivo único de inflación y la flotación libre, en un ambiente de retorno
de capitales.
Como se pudo observar, la historia dominicana reciente provee indicios a favor de la Teoría
Cuantitativa del Dinero (TCD). Aumentos de la oferta monetaria, ya sea para financiar el déficit
fiscal (1986-1990) o para el salvataje del sistema bancario (2003), provocan aumentos en el nivel
de precios. Igualmente, el control de los agregados monetarios, 1996-2000 y en 2005, controlan
la inflación, manteniéndose en niveles de un dígito. Adicionalmente, la historia muestra que es
posible mantener crecimiento económico real positivo bajo estabilidad de precios.
19
Sin embargo, al realizarse un análisis de correlación entre el dinero y los precios, y el dinero y
el producto real para los periodos de tiempo comprendidos entre 1991-2002 y 2003-2012 se
observa una pequeña debilitación de esta relación en el tiempo. Posterior a la crisis financiera
local, la correlación dinero-precios pasa de 0.97 a 0.96; y la correlación dinero-producto de 0.98
a 0.97.
En el siguiente capítulo se abunda sobre la TCD mediante el estudio de la teoría y la
evidencia empírica para distintos países, que provee la base necesaria para las estimaciones
econométricas que buscan probar su validez para la RD.
20
CAPÍTULO IV: REVISIÓN DE LITERATURA
Es común relacionar la economía monetaria con la búsqueda de una variable de política,
generalmente un agregado monetario o una tasa de interés, que pueda ser controlada por los
hacedores de política y relacionarse con cierta estabilidad a la actividad económica (Leeper,
Sims, & Zha, 1996). La política monetaria a través de la historia ha buscado balancear dos
objetivos: estimular el crecimiento económico y estabilizar los precios.
Recientemente, los hacedores de política de cada vez más países, han puesto su atención en
los procesos inflacionarios, por los costos económicos derivados de un aumento significativo en
los precios. La estabilidad de precios ha sido uno de los principales objetivos de la política
económica. Sin embargo, altas tasas de inflación se asocian a aumentos de la oferta monetaria
como consecuencia de grandes déficits presupuestarios provocados por los mismos hacedores de
política.
Los costos de la inflación se clasifican dependiendo de si el aumento de precios es anticipado
o no por los agentes económicos. Entre los costos de la inflación anticipada se encuentran el
aumento del costo de oportunidad de mantener saldos líquidos y la disminución de la demanda
de dinero, los costos administrativos de las empresas que deben revisar con mayor frecuencia los
precios de los bienes que ofertan, así como las consecuencias en detrimento del bienestar social.
21
Por otro lado, la inflación no anticipada provoca incertidumbre, una disminución de la tasa de
interés real que afecta negativamente a la inversión, así como una devaluación de la moneda
(Fernández Díaz, Rodríguez Saiz, & al, 2003).
Desde siempre se ha buscado la explicación de los fenómenos inflacionarios. No es un tema
nuevo ya que en el siglo XVI Jean Bodin se expresaba diciendo que los altos precios se debían a
varias causas, pero la principal de estas era la abundancia de oro y plata. Similarmente, Milton
Friedman se expresaba al decir que la inflación es siempre y en todo lugar un fenómeno
monetario.
Distintas teorías se han enunciado para explicar los fenómenos inflacionarios. Entre ellas se
destaca la Teoría Cuantitativa del Dinero (TCD), que establece que cambios en la cantidad de
dinero provocan cambios proporcionales en el nivel de precios, asumiendo pleno empleo. La
TCD se considera una tradición, a la que se asocian diversos economistas a través de la historia,
y que cuenta con distintos enfoques para explicar el rol del dinero en la economía.
La TCD parte de la ecuación cuantitativa que no es más que una identidad donde se relaciona
la cantidad de dinero M, la velocidad del dinero V, el nivel general de precios P y la actividad
económica real Y:
22
Obteniendo diferencia logarítmica (que es una aproximación de tasas de crecimiento:
̇
̇
̇
̇
donde la tasa de crecimiento de P conocida como inflación () se despeja y se obtiene:
̇
̇
̇
La ecuación 3 representa la base de la teoría cuantitativa, ya que la velocidad y el nivel del
producto crecen en algunos puntos porcentuales, los procesos inflacionarios son un reflejo de la
tasa de crecimiento de la cantidad de dinero de una economía o, lo que es lo mismo, el aumento
de la oferta monetaria (Handa, 2009). Para Irving Fisher, probar el hecho de que normalmente
los precios varían directamente con la cantidad de dinero era demostrar la TCD.
23
A través del tiempo distintos enfoques han tratado de explicar esta teoría. Entre ellos, Pigou con
el enfoque de Cambridge2 y Wicksell con el enfoque de la economía de puro crédito3, mientras
que Keynes hizo aportes estableciendo los motivos de la demanda de dinero y la trampa de
liquidez. 4 Fisher, por su parte, se concentra en lo que se conoce como el Enfoque de las
Transacciones donde el volumen de comercio y la velocidad del dinero son variables reales
independientes de la cantidad de dinero (Fisher, 1911). Cabe destacar que los clásicos modernos,
asi como también Fisher, se enfocaron en establecer que la velocidad es una variable real
independiente (no necesariamente constante).
Actualmente, los modelos econométricos otorgan un papel crucial al dinero y en vez de
ignorar la política monetaria, se enfocan en ella. Esto debido a que, hoy en día, muy pocos
pueden dudar de la importancia del dinero luego de que Anna Schwartz y Milton Friedman
publicaran en el 1963 “A Monetary History of the United States” (Cagan, 1989). Este trabajo
comprende el estudio de las lecciones aprendidas a partir de los años comprendidos entre 1867 y
1960. Los autores explican con detalle la importancia de las fuerzas monetarias de manera más
convincente que cualquier análisis puramente teórico o econométrico (Bernanke, 2003).
Milton Friedman creía que la política monetaria impactaba, con un rezago largo y variable, el
producto y el empleo. En uno de sus artículos más conocidos, “The Quantity Theory of Money –
A Restatement”, se concentró en llevar el desarrollo que la política monetaria había
experimentado hasta mediados de los 50’s a la teoría cuantitativa.
2
Ver (Pigou, 1917).
Ver (Wicksell, 1907).
4
Ver (Keynes, 1936).
3
24
Friedman reenfocó la teoría cuantitativa, al limitarla con el rol principal de una teoría de
demanda de dinero, donde los consumidores demandaban dinero para consumir bienes y el
balance de dinero de los consumidores se veía como un activo real dentro de su función de
utilidad. Friedman explicaba que no se demanda una unidad de dinero por su valor nominal sino
por el poder adquisitivo real que tiene, el cual se ve reducido por la inflación. Para este autor, la
demanda de dinero en términos reales (md) dependía de la tasa de interés real de los activos, la
tasa de inflación, la riqueza en términos reales y el ratio entre riqueza humana y no humana.
Dado que información para esta relación no se encontraba disponible utilizó el ingreso
permanente (yp) como proxy. Friedman incluyó en su análisis las expectativas adaptativas así
como también una variable (u) que modelara los gustos y preferencias. Mientras que la oferta
monetaria (ms) era una variable exógena, independiente de md, y determinada por las autoridades
monetarias (Friedman, 1956).
Un soporte importante del análisis de Friedman en relación a la TCD tiene que ver con su
posición en relación a la velocidad del dinero (V). La velocidad es:
donde en equilibrio M=Md. En términos reales,
25
donde tanto el numerador como el denominador son variables reales y, por ende, su resultado
también lo es. Para Friedman, la velocidad no era constante sino una variable real que era estable
ya que “sólo dependía del retorno real de activos alternativos y otras variables” (Handa, 2009).
Dado el supuesto de estabilidad de la velocidad, Friedman aseguraba que (en el corto plazo)
el dinero no era neutral ya que un aumento de la oferta monetaria (M) por parte del Banco
Central provocaba un aumento del producto (Y). Mientras que en el largo plazo, el dinero sí era
neutral y todo el aumento experimentado por M se traduciría en un aumento proporcional en P.
Para 1970 Friedman establece su propia lista de proposiciones monetaristas dentro de las cuales
destaca que el rezago entre el aumento del dinero y el crecimiento del producto es de dos a tres
trimestres mientras que pasados los tres trimestres el efecto se traduce al nivel de precios. Por lo
que concluye con su famoso enunciado de que la inflación es siempre un fenómeno monetario en
el sentido de que puede ser producido por el crecimiento del dinero de una forma más rápida que
por el crecimiento del producto (Bernanke, 2003).
Friedman enfatizó que una expansión monetaria tiene efectos inmediatos en variables reales
como el producto, el consumo y la inversión; pero que tales efectos reales tienden a disiparse con
el transcurso del tiempo. Pasados dieciocho meses los efectos de una expansión (o contracción)
monetaria se sienten principalmente en la tasa de inflación. No solamente el trabajo de este autor
junto a Anna Schwartz comprueba su teoría, sino también diversos estudios empíricos de otros
economistas para casi la totalidad de países muestran los mismos patrones de comportamiento
para el dinero, el producto y los precios.
26
IV.1 Estudios Fundamentales
Autores con motivaciones distintas también llegan a confirmar la propuesta de Friedman. Tal es
el caso de Sims (1980) quien critica los modelos de gran escala utilizados en aquella época para
pronosticar y realizar análisis de política. Sims indica que tales modelos tenían restricciones a
priori para su normalización y propone una técnica nueva de uso de formas reducidas donde las
variables son endógenas así como “las ecuaciones estimadas, permitiéndoles tomar la forma que
la data sugiere, no toman las formas a las que comúnmente eran impuestas” (Sims, 1980, Pág.
16). Sims estima un Vector Autorregresivo (VAR) No Restringido a partir de series trimestrales
de Dinero, Producto Nacional Bruto (PNB), Tasa de Desempleo, Nivel de Precios y el Índice de
Precios a las Importaciones para Estados Unidos (EEUU) y Alemania. Para ambos países
encuentra que las innovaciones del dinero aumentan, por encima de su tendencia y
temporalmente, el nivel de salarios y el PNB real así como también influyen en la reducción del
desempleo. En el caso de EEUU, bajo el horizonte de largo plazo, las innovaciones de dinero son
la fuente principal de cambios en las tres variables que miden precios: salarios, nivel general de
precios y precios de las importaciones. Comprobando así la no neutralidad y la neutralidad del
dinero a corto y largo plazo, respectivamente (Sims, 1980).
27
IV.2 Estudios Para Grandes Economías
Para la economía china, Chow (2004) utiliza un VAR con la finalidad de probar la hipótesis de
Friedman a través del uso de una formulación “débil” de la TCD, ya que la forma funcional de la
ecuación cuantitativa puede no ser correcta empíricamente por distintos motivos. A partir del
análisis impulso-respuesta de choques monetarios al producto y al nivel de precios, los efectos de
un aumento del dinero se observan con un alza en el producto para el primer año y
posteriormente en el segundo año cuando el nivel de precios alcanza su nivel máximo. Estos
efectos se desvanecen en el mismo orden. El efecto en la actividad real muere rápidamente
mientras que el efecto en los precios tiene un largo recorrido para desvanecerse. Con esto se
confirma la proposición de Friedman, sobre la neutralidad del dinero en el corto y largo plazo,
para una economía con diferencias institucionales significativas en relación a los EEUU (Chow,
2004). Chow también realiza el mismo ejercicio para EEUU, sustituyendo M2 por M1, y
encuentra resultados que siguen el patrón antes descrito para China (Chow, 2004).
El uso de la técnica VAR es común en la literatura “macro – monetarista” ya que trata a todas
las variables endógenas simétricamente sin imponer una restricción a priori además de tomar en
consideración los efectos de retroacción del sistema.
28
Por estas razones, Samantaraya (2011) realiza estimaciones con periodicidad anual desde 1951
hasta 2002, para la India, aplicando un VAR con sólo tres variables: dinero (M3); producto real
(PIB); y precios (Índice de Precios al Por Mayor). El autor hace énfasis en el orden en que
presenta las variables pues le permite capturar fácilmente el impacto de choques monetarios en el
producto real y los precios. Otro beneficio de este orden es que al descomponer por Choleski se
puede obtener el impacto contemporáneo del dinero y el producto real en los precios
(Samantaraya, 2011, Pág. 68).
Los resultados revelan que la variable monetaria tiene un impacto modesto en el pronóstico
para el producto real. El choque monetario sólo provoca un aumento de 0.1% y aumenta hasta
llegar a 1.2% para el cuarto año. Mientras que el 2.7% del cambio en los precios puede ser
explicado por el dinero, en el siguiente año aumenta a un 14.2% y alcanza su impacto máximo
para el quinto año, igual a 21.0%. Sin embargo, haciendo uso del análisis impulso respuesta, se
observa que los choques monetarios provocan un impacto negativo inicial tanto para el producto
real como los precios. Contrario a lo que establece la teoría, se encuentra con un “Rompecabezas
de Precios” de corta duración para la India, ya que posteriormente se evidencia un fuerte impacto
(positivo) de los choques monetarios a la inflación, que presentan consistencia pasados nueve
años (Samantaraya, 2011).
29
Samantaraya (2011) contrasta sus resultados anuales con las estimaciones que realiza para la
serie mensual, marzo 1992-mayo 2002, de las variables desestacionalizadas por el método “X12”: producto real (Índice de Producto Industrial), tasa de interés real (91 días ajustada por
inflación), dinero (crecimiento de M3) y precios (Índice de Precios al Por Mayor). El autor
concluye que al descomponer la varianza, existe poca evidencia de que choques monetarios
influencian el producto, la tasa de interés y los precios. Pero reconociendo que la tasa de
crecimiento de M3 no es la medida ideal para explicar la política monetaria posterior a la
reforma vivida en la India para los 90’s, procede a estimar dinero a partir de la tasa del dinero día
a día y obtiene resultados que apoyan la activación del canal de transmisión de la tasa de interés.
Los resultados del análisis impulso – respuesta muestran que una contracción monetaria aumenta
la tasa de interés, el producto se contrae pasados 15 meses y los precios decaen gradualmente
(pág. 78).
Con datos anuales, 1950–2006, para dinero (M2 y dinero en circulación), precios (deflactor
del PNB) y producto (PNB corriente entre el deflactor), se estima un VAR para Turquía que
reporta características de la relación de largo plazo de la TCD. Para ambos modelos, según la
medida de dinero, la elasticidad precio toma valores cercanos a la unidad que proporciona
evidencia de que existe una proporción uno a uno entre dinero y precios, y dinero y producto.
Adicionalmente, se infiere que la característica de estacionariedad ex–post de la velocidad del
dinero no es rechazada (Levent, 2009).
30
Hasta el momento este capítulo se ha concentrado en enumerar los resultados a partir de la
aplicación de la técnica VAR y relaciones impulso respuesta. Sin embargo, existe una cantidad
considerable de estudios empíricos para determinar la naturaleza de la relación entre dinero y
producto, donde se aplica el método de detección causal introducido por Granger. El
procedimiento de Granger analiza que si “b” no es causada por “a”, entonces valores pasados de
“a” no deben aportar nada a la predicción de “b”. Por lo que en una regresión de “b” en función
de valores rezagados de “a” y “b”, los coeficientes asociados a “a” no deben ser estadísticamente
significativos (Cuddington, 1981).
Economistas como Sims incentivan el uso de este tipo de análisis. Sims (1972) considera que
la gran cantidad de los estudios econométricos que involucran rezagos deben incluir un test
preliminar de la dirección de causalidad de las variables.
Para el Reino Unido (RU), Cuddington estudia, durante el periodo comprendido entre el
primer trimestre del 1958 hasta el tercer trimestre del 1971, distintas relaciones de causalidad de
Granger para RU, EEUU, entre estos países. El autor encuentra que el producto de RU causa a lo
Granger al dinero de RU. Igualmente, no se rechaza las hipótesis de que: a) MRU no causa a lo
Granger a YRU; y b) MRU no causa a lo Granger a PRU (Cuddington, 1981).
31
Resulta interesante resulta contrastar los estudios de países individuales con evidencia empírica
para un grupo de países. Bern Hayo (1998) considera que para probar una teoría que busca
describir una realidad económica para países industrializados “uno debe ser más prudente que
valerse de la experiencia de un sólo país” (Hayo, 1998, Pág. 1). Este autor revisa algunos hechos
estilizados de la PCG para Dinero – Producto, a partir del paper seminal de Sims del 1972, para
17 países.5
En un modelo de sólo dos variables, Hayo (1998), no rechaza la hipótesis de que el dinero
causa a la Granger al producto para 10 países (utilizando M1 en niveles), para 8 países
(utilizando M1 en diferencias) y para 6 países (utilizando M3 en diferencias). Similarmente,
llega a la conclusión de que la inclusión de otras variables (como nivel de precios y tasas de
interés) no disminuye la significancia del dinero rezagado. A pesar de que los resultados de
probar hipótesis generales a partir de PCG no son muy robustos, aparenta existir una causalidad
de Granger para varias de las economías en estudio.
5
Austria, Bélgica, Dinamarca, Finlandia, Francia, Alemania, Grecia, Irlanda, Italia, Holanda,
Portugal, España, Suecia, Reino Unido, Canadá, Japón y Estados Unidos.
32
Los bancos centrales de Asia (en las últimas dos décadas) han implementado cambios
significativos en su política monetaria, moviéndose a regímenes de tipo de cambio más flexibles,
así como también enfocándose en la estabilidad de precios como objetivo principal. Dadas las
características de economías abiertas (en algunos casos “súper abiertas”), Ben Fung (2002)
realiza un análisis de impulso respuesta a partir de un VAR que incluye variables tales como tipo
de cambio, tasa de interés e índice de precios de los bienes básicos para 7 países del este
asiático.6
La muestra varía según el país, por lo que el autor utiliza datos mensuales, desde enero 1980 y
julio 1989 hasta junio 2001, para precios (Índice Mundial de Precios de Bienes Básicos y el
IPC), producto (Producto Industrial), dinero (M1), tasa de interés y tipo de cambio, tanto en
logaritmos como en niveles. Los resultados reflejan diferencias en las funciones de impulso
respuesta entre países. Sin embargo, para la mayoría de las economías las respuestas del
producto, dinero y tasa de interés son consistentes con la teoría monetaria (Fung, 2002).
6
Indonesia, Korea, Malasia, Filipinas, Singapur, Taiwan y Tailandia.
33
Tomando en consideración la crisis financiera que afectó a los países asiáticos en 1997, se divide
la muestra hasta junio 1997. Los resultados que consideran quiebre estructural se ajustan mejor a
la hipótesis de la teoría monetaria. Por ejemplo, el producto cae significativamente luego de una
contracción monetaria en todas las economías. Igualmente, la respuesta de los precios es más
significativa, inmediata y persistente. El autor, para explicar que los precios responden a corto
plazo (y no a largo plazo como indica la TCD), resalta que los mercados de trabajo son menos
rígidos en el este asiático por lo que los precios pueden responder con mayor flexibilidad.
Finalmente, reconoce la dificultad que se enfrenta al momento de realizar un análisis VAR de los
mecanismos de transmisión de la política monetaria para países de la región (Fung, 2002).
IV.3 Estudios para República Dominicana
Sánchez-Fung (1999) estudia la neutralidad y la superneutralidad del dinero, que trata sobre los
efectos del dinero en cualquier variable real, en el largo plazo para la República Dominicana.
Aplicando diversas metodologías el autor busca obtener estimaciones robustas a partir de datos
anuales, 1950–1997, para M1, el PIB Real y el Deflactor del PIB. Los resultados apoyan el uso
de la cantidad de dinero como método de control de la inflación, como resultado de comprobar la
neutralidad del dinero en el LP, y sugieren que intentos de las autoridades monetarias de
impactar la actividad real podrían generar fluctuaciones no deseadas ya que la relación dinero –
producto no es estable (al menos en el LP).
34
Pérez y Medina (2005), con datos trimestrales para el período comprendido entre el tercer
trimestre de 1991 y el segundo trimestre de 2003, aplican tres metodologías distintas en pos de
comprobar la neutralidad del dinero en el corto y largo plazo. 7 Los resultados reportados, a partir
de M1, el IPC y el PIB Real, proporcionan evidencia a favor de la neutralidad del dinero en el LP
(tres años) y la no neutralidad del dinero en el CP, al tener un impacto positivo en la actividad
económica real.
Un resultado importante de esta investigación es la comprobación de la hipótesis de
neutralidad en el corto plazo cuando aplican la metodología que permite distinguir entre choques
monetarios anticipados o no. Específicamente, para el periodo del 2003 donde la oferta
monetaria aumentó significativamente al mismo tiempo en que se reducían la inversión local y la
rentabilidad privada (Pérez & Medina, 2005).
7
La primera es un modelo ARIMA a partir de la metodología de Fisher y Seater (1993), luego
aplican un modelo VAR siguiendo a McGee y Stasiak (1985) y finalmente determinando una
ecuación del crecimiento del dinero según Barro (1978).
35
Más recientemente, Fuentes (2010) inspecciona la existencia de relación causal entre dinero
(M1), producto (PIB) e inflación (Deflactor del PIB). Para estos fines, aplica la Prueba de
Causalidad de Granger (PCG) a datos anuales, de las antes mencionadas variables, entre 1950 y
2004. En sus resultados se encuentra que el dinero no causa, a la Granger, el producto, contrario
a la hipótesis de Friedman el dinero aparenta ser neutral en el corto plazo para la RD.8 Mientras
que el dinero causa a la Granger el nivel de precios, a través de una relación altamente
significativa donde se observa que cambios en la emisión monetaria se trasladan rápidamente al
nivel de precios en consonancia con la TCD (Fuentes, 2010).
En general, la mayoría de los estudios y de las técnicas aplicadas, a nivel mundial, apoyan
casi unánimemente la hipótesis de Milton Friedman de que el dinero es neutral en el LP. Para
estos fines el uso de modelos VAR, análisis Impulso Respuesta y PCG es bastante generalizado.
Mientras que para la hipótesis de no neutralidad a CP, la evidencia es menos concluyente.
8
En relación a estos resultados contrarios a la TCD, el autor se expresa diciendo que “debido a la
periodicidad de los datos utilizados y al alcance de la metodología utilizada para examinar la
causalidad, no es prudente utilizar estos resultados para hacer inferencias de la relación de corto
plazo entre el dinero y el producto en RD”.
36
CAPÍTULO V: METODOLOGÍA DE LA INVESTIGACIÓN
Dado que el objetivo del presente estudio es probar para RD la TCD, específicamente, los
efectos del dinero en variables como la actividad económica real y el nivel general de precios, es
importante estudiar la neutralidad del dinero a largo plazo y el rezago que se toma la economía
para transmitir el aumento de la oferta monetaria al nivel general de precios. En una segunda
fase, se intenta probar la existencia de la no neutralidad del dinero en el corto plazo. Esto
significa que, econométricamente, se mide el impacto que un aumento en la oferta monetaria
produce sobre la actividad económica real. En este trabajo se utilizan series de tiempo para la
estimación. A continuación una descripción de las principales técnicas empleadas.
Las series de tiempo son un conjunto de observaciones sobre los valores que toma una
variable en distintos momentos del tiempo. Las estimaciones econométricas necesitan la
comprobación de Estacionariedad de las series. De lo contrario los resultados podrán aparentar
cumplir con las pruebas de significancia, pero en realidad son resultados de una regresión espuria
(Gujarati, 2003).
Para probar la naturaleza de una serie de tiempo se ha popularizado el uso de Pruebas de Raíz
Unitaria. Esta técnica se basa en modelar la serie (Yt) de forma que:
37
Donde
y
es un término de error ruido blanco. En caso de que
se dice
que el modelo presenta una raíz unitaria y es un proceso estocástico no estacionario.
Manipulando la ecuación anterior:
Aplicando el operador de primeras diferencias, , y definiendo
Las Pruebas de Raíz Unitaria calculan la hipótesis nula de que
se obtiene:
. De ser esto cierto,
, se comprueba que la serie de tiempo es no estacionaria. Dickey y Fuller probaron que al
momento de testear tal hipótesis el valor estimado t del coeficiente
sigue el estadístico .
Este estadístico se conoce comúnmente como la Prueba Dickey–Fuller (DF) (Dickey & Fuller,
1979). Esta prueba considera tres formas que puede tomar la serie de tiempo: caminata aleatoria;
caminata aleatoria con variaciones (incluye una constante); y caminata aleatoria con variaciones
alrededor de una tendencia estocástica (incluye además un componente de tendencia). Los
valores críticos varían según la forma asumida.
En la Prueba DF se supone que el término de error se distribuye de manera idéntica e
independiente. Sin embargo, Dickey y Fuller desarrollaron una variante de la prueba anterior
agregando términos de diferencia rezagados de la variable regresada, para permitir la posibilidad
38
de que el término de error presente correlación serial. Esta variante se conoce como la Prueba
Dickey–Fuller Aumentada (DFA) (Gujarati, 2003).
Una prueba alternativa es la Prueba Phillips–Perron (PP). Al igual que la DFA, la prueba PP
considera la posibilidad de correlación serial en los errores, pero para su corrección utilizan
métodos estadísticos no paramétricos (Phillips & Perron, 1988). La prueba PP tiene la ventaja de
ser neutral al momento de seleccionar la longitud del rezago en la ecuación DFA (Samantaraya,
2011).
Otra prueba alternativa es la Prueba de Kwiatkowski, Phillips, Schmidt y Shin (KPSS), donde
la hipótesis nula es que la serie es estacionaria. Esta prueba asume que la serie se integra por tres
componentes: la tendencia determinística (T); el camino aleatorio (
; y el estacionario ( ):
donde el componente aleatorio a su vez está compuesto por un rezago de si mismo y un error:
39
El error (
es independiente e idénticamente distribuido. Esta prueba busca verificar si la
varianza del error es igual a cero para poder establecer que la serie es estacionaria (Kwiatkowski,
Phillips, Schmidt, & Shin, 1992). Luego de confirmar que las series de tiempo son estacionarias,
o en su defecto series transformadas, y en consonancia con la recomendación de Sims (1972), en
este estudio se procede a analizar la dirección de causalidad de las variables a través de la Prueba
de Causalidad de Granger (PCG). Esta prueba se basa en el supuesto de que la información
importante para la predicción de las variables, digamos X y Y, está contenida en ellas mismas.
Para estos fines se estiman dos regresiones:
∑
∑
∑
∑
Como se puede observar cada variable está en función de valores pasados de si misma y de la
otra variable. La causalidad puede ser unidireccional (por ejemplo, de X a Y si ∑
bilateral (si ∑
y∑
)o
). En caso de independencia los coeficientes que
acompañan a X y Y no son estadísticamente significativos. La PCG consiste en calcular el
estadístico F, si este excede el valor crítico de F según el nivel de significancia elegido entonces
se rechaza la hipótesis nula ∑
y se concluye que X causa a la Granger a Y.
A pesar de su sencillez y utilidad, la PCG no permite la influencia de otra variable, digamos
Z, que explique el comportamiento de X ó Y. Esto es una deficiencia presente que no podemos
ignorar al momento de estudiar complejas interacciones económicas.
40
Cuando al investigador le interesa la causalidad multivariable, la técnica de regresión
vectorial o Vectores Autoregresivos (VAR) suele ser de gran utilidad. Como declarara Sims
“cualquier conjunto multivariante de datos con una lista específica de variables endógenas puede
ser ajustado por un modelo recursivo” (Sims, 1972, Pág. 541). Años más tarde expresaba la
posibilidad de estimar modelos macroeconómicos de gran escala como formas reducidas que
traten todas las variables como endógenas, sin restricciones a priori (Sims, 1980).
Un modelo VAR es un modelo lineal de n variables, donde cada una de ellas es explicada por
sus propios rezagos y los valores rezagados de las demás variables endógenas. La determinación
de la longitud de los rezagos es crucial ya que permite recortar la cantidad de parámetros a
estimar, obteniendo un modelo más parsimonioso. Entre los criterios considerados para obtener
el número de rezagos se encuentran: el Criterio de Información de Akaike (AIC), el Criterio de
Información Schwarz (SC), el Criterio de Información Hannan-Quinn (HQ), la Prueba del Ratio
de Probabilidad Secuencial Modificado (LR) y el Error de Predicción Final (FPE).
Un modelo VAR proporciona la libertad necesaria para que la data especifique su propia
estructura dinámica. Para ilustrar esto, se considera un sistema simple de dos variables:
41
Donde las variables
y
son estacionarias, así como también
y
son errores ruido
blanco no correlacionados entre sí. Las ecuaciones anteriores constituyen un modelo VAR de
primer orden ya que el rezago máximo es igual a uno. La estructura de este modelo permite que
haya retroalimentación mutua entre las variables. Por ejemplo, el coeficiente
contemporáneo del cambio de una unidad de
de
en
y
mide el efecto
es el efecto del cambio de una unidad
. Matricialmente:
[
Donde B= [
Multiplicando por
][ ]
],
= [ ],
[
=[
]
],
[
][
=[
se obtiene
errores están compuestos por dos choques
]
],
=[
[
]
].
. Luego de esta transformación los
y
(Enders, 2010).
A partir de esta forma funcional del VAR se procede a comprobar la estabilidad del sistema a
través de las Raíces del Polinomio Característico. Esta prueba verifica que los valores de Eigen
sean menores a uno y que se encuentren dentro del círculo unitario. De ser esto correcto, se
concluye que el sistema posee las características deseadas de estabilidad y estacionariedad.
Los análisis de Impulso Respuesta y Descomposición de la Varianza, a partir del VAR, sirven
para ilustrar el comportamiento dinámico del sistema. Para poder implementarlos, el sistema
42
debe estar identificado. Uno de los métodos para alcanzar la identificación es la Descomposición
de Choleski que, tal y como su nombre indica, descompone los residuos estimados a partir de
una matriz triangular donde todos los elementos ubicados arriba de la diagonal principal (de la
matriz B) se reducen a ser iguales a cero (Samantaraya, 2011). Se reconoce que este
procedimiento, comúnmente utilizado y considerado como “neutral”, acepta grandes supuestos
sobre la estructura económica (Bernanke, 1986).
Por otro lado, la relación de equilibrio exige que las variables cointegren. Cuando un conjunto de
variables I(d) no cointegran se dice que las mismas no llegan al equilibrio de largo plazo. Por lo
que si se desea estudiar la relación de largo plazo de un grupo de variables se debe concentrar los
esfuerzos en probar la existencia de cointegración (Enders, 2010).
Para estos fines se hace uso de la técnica de Prueba de Cointegración de Johansen (1991) que
no es más que la generalización multivariada de la prueba DFA. Para ilustrar el concepto, se
considera la siguiente representación de un VAR:
Donde
es un vector de n variables,
y
son vectores ruido blanco y
matrices del orden n*n. Si la matriz de coeficientes
y
son
es singular (r < n) se dice que existe una
relación de cointegración y se puede expresar como
.
contiene los parámetros de
ajuste ( ) cuando las variables se desvían del equilibrio y la matriz de cointegración ( ) describe
la relación de equilibrio. Según el valor del rango de
43
se dice que no existe cointegración (rango
= 0), existe un vector de cointegración (rango = 1) o el sistema es estacionario (rango = n)
(Breitwieser & Khalil, 2011).
El método de Johansen aplica la Prueba de la Traza y la Prueba del Máximo Valor Propio para
testear la hipótesis nula de que no existen vectores de cointegración. Este método realiza el
análisis de cointegración en modelos VAR con errores Gaussianos, variables dicotómicas
estacionales y términos constantes a través de una distribución ji-cuadrada (Johansen, 1991).
Luego de obtener los resultados de la Prueba de Cointegración de Johansen, se procede a
restringir el VAR original para transformarlo en un modelo de Vector de Corrección de Errores
(VEC). La idea es obtener los residuos que midan la proporción del desvío del equilibrio que se
corrige a través del corto plazo. A través de un Modelo de Mínimos Cuadrados Ordinarios
(MICO) se incluyen los residuos obtenidos a partir de Johansen y se mide el efecto de corto
plazo.
Cabe destacar que la técnica de modelación VAR utilizada en el presente estudio ha
enfrentado críticas que han sido consideradas al momento de la modelación. Entre los principales
juicios, se encuentra la preocupación de la falta de contenido económico “ya que lo único que
hace el economista es sugerir las variables a considerar” (Enders, 2010, Pág. 325). También se
ha caracterizado por ser un procedimiento completamente mecánico que levanta preocupación
relacionada con la robustez de los resultados ya que cambios en la cantidad de rezagos, la
inclusión de una variable de tendencia, o la exclusión de variables conlleva grandes diferencias
en los resultados (Enders, 2010). Igualmente, se reconoce la necesidad de tener cuidado con los
44
resultados de los vectores de cointegración, ya que cambios estructurales pueden ser
erróneamente atribuidos a una relación de cointegración (Levent, 2009).
45
CAPÍTULO VI: ANÁLISIS DE LOS DATOS
Para poder probar la hipótesis de esta investigación, sobre la neutralidad del dinero en el LP y la
no neutralidad del dinero en el CP, las variables de dinero, precios y actividad real deben ser
identificadas. Las informaciones utilizadas para tales fines provienen del BCRD y para los años
comprendidos entre 1991 y 2012. La periodicidad de las series de tiempo en el modelo es
trimestral, por lo que se procedió a trimestralizar las informaciones mensuales de dinero y
precios, haciendo uso de la última observación a fin de periodo.
Se han considerado todas las alternativas de medición de dinero a través de la Base Monetaria
(M0) y los distintos agregados monetarios (M1 y M2), de las estadísticas tradicionales que
publica el BCRD. Sin embargo, para este estudio se seleccionó el Medio Circulante (M1) como
indicador del dinero. 9 Esta selección favorece la comparabilidad entre estudios similares para la
República Dominicana.
La variación promedio de M110 durante el período en estudio es igual a 16.4%.
En la gráfica VI.1 se destacan ocasiones donde el comportamiento ha sido muy por encima o por
debajo de este promedio.
9
El BCRD dentro de sus estadísticas monetarias y financieras armonizadas dispone del agregado
monetario M3. Este no fue considerado en este estudio debido a la longitud limitada de la serie.
10
El M1 como magnitud monetaria incluye en su estructura el efectivo en poder del público
(billetes y monedas menos el efectivo en poder de los bancos) y los depósitos a la vista en los
bancos múltiples (de particulares y organismos oficiales) así como aquellos en el BCRD (que se
comprenden de los cheques de gerencia y de particulares).
46
Gráfica VI.1
República Dominicana
Medio Circulante (M1)
1992-2012
90.0
2003 IV, 77.4
80.0
70.0
1992 I, 56.8
Tasas de Crecimiento (%)
60.0
50.0
40.0
30.0
20.0
2012 II, 6.1
10.0
0.0
2004 IV, 5.8
-10.0
-20.0
I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I
1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 20112012
Fuente: BCRD.
A finales del primer trimestre del 1992, M1 creció 56.8%, mientras al cierre del cuarto
trimestre de 2003, la variación del medio circulante fue de 77.4%, debido al rescate de los
depositantes de los bancos quebrados en la crisis. Pasado sólo un año de este acontecimiento, a
finales del cuarto trimestre de 2004, la variación de M1 fue de 5.8%. Cabe destacar que en el
2004 se reconoce en las estadísticas, los depósitos no reportados de los bancos antes de la crisis
bancaria. Finalmente, y a mediados de 2012, M1 se encuentra en niveles de crecimiento en torno
al 6.1% evidenciando signos de restricción monetaria.
Resulta interesante observar el comportamiento de la inflación, para los primeros once años, la
inflación promedio rondaba alrededor de un 7 por ciento. Luego del aumento significativo del
dinero, a partir de 2003, se observa como se dispara la inflación, que llega al punto máximo de la
serie igual a un 62.3% en el primer trimestre de 2004. Otros determinantes de este proceso
inflacionario son la depreciación del tipo de cambio y el aumento de los precios del petróleo.
47
Gráfica VI.2
República Dominicana
Índice de Precios al Consumidor (IPC)
1992-2012
70.0
2004 I, 62.3
60.0
Tasas de Crecimiento (%)
50.0
40.0
30.0
20.0
10.0
0.0
2005 II, -1.0
1992 I, 0.8
2012 II, 2.7
-10.0
I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I
1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 20112012
Fuente: BCRD.
Del año 2005 en adelante, la inflación regresa a niveles cercanos al promedio histórico (9.9%)
con cifras de un dígito a excepción de raras ocasiones, a finales del segundo trimestre de 2006 y
el segundo y tercer trimestre de 2008, que coinciden con episodios de alzas importantes en el
precio internacional del petróleo. Es importante resaltar que “la volatilidad del precio del
petróleo ejerce efectos desestabilizadores sobre el equilibrio macroeconómico, en particular
sobre la inflación y el nivel de actividad” (Ramírez, 2011, Pág. 3).
La actividad real se mide a través del comportamiento del Producto Interno Bruto (PIB) a precios
del año base 1991. El PIB es la suma del valor agregado de las distintas actividades económicas
más los impuestos netos de subsidios según la metodología del Sistema de Cuentas Nacionales
1993 (SCN93).
48
Para el periodo comprendido entre 1992 y 2002, el PIB creció en promedio un 6.2%
manteniendo una tendencia positiva (ver gráfica VI.3). Mientras que a finales de los noventas,
1996-1999, la economía creció en promedio un 7.2% ubicándose entre los países de mayor
crecimiento económico de América Latina.
En la década del 2000 se observan cuatro momentos diferenciables. Entre los años 2000 y
2002 la economía experimentó un crecimiento moderado que fue interrumpido por la recesión
experimentada en el 2003 y 2004 como consecuencia de la crisis financiera local. Durante el
tercer trimestre de 2003, la actividad real se contrae en torno a 2.2% (ver gráfica VI.4)
consecuencia de la crisis bancaria, el alto nivel de precios, la retracción de la inversión extranjera
y las expectativas de los agentes económicos.
En el periodo 2005–2007 se experimenta un crecimiento promedio de 9.5% catalogado como
el “ritmo promedio más elevado de los últimos 25 años” (Guzmán , 2011).
49
Gráfica VI.3
República Dominicana
Producto Interno Bruto (PIB)
Serie Original y Tendencia Ciclo
1992-2012
120,000.00
100,000.00
Millones de RD$
80,000.00
60,000.00
40,000.00
20,000.00
0.00
I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I
1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 20112012
PIB Constante
Tendencia Ciclo
Fuente: BCRD.
Gráfica VI.4
República Dominicana
Producto Interno Bruto (PIB)
1992-2012
20.0
1992 IV, 18.3
Tasas de Crecimiento (%)
15.0
10.0
5.0
0.0
2003 IV, -2.2
-5.0
I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I III I
1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 20112012
Fuente: BCRD.
50
CAPÍTULO VII: ANÁLISIS DE LOS RESULTADOS
Con la finalidad de alcanzar el objetivo de probar empíricamente la hipótesis de Friedman para la
República Dominicana, de que un aumento de la oferta monetaria provoca un aumento de la
actividad real que se manifiesta antes del aumento en el nivel de precios, se hace uso de distintas
técnicas econométricas cuyos resultados se presentan a continuación.
Un análisis de resultados basado en el uso de series de tiempo no estacionarias puede generar
conclusiones erróneas por el problema de las regresiones espurias. Por estos motivos, es de suma
importancia confirmar la estacionariedad de las variables utilizadas. En el modelo, los datos se
emplean en logaritmos y las pruebas de raíz unitaria se aplican a los logaritmos de dinero,
precios y actividad real. La importancia de este paso es que las pruebas de neutralidad del dinero
requieren que tanto las variables nominales como las variables reales sean al menos integradas de
orden uno, I(1), y compartan el mismo orden de integración (Serletis & Koustas, 1998).
En la tabla 1 se reportan los valores calculados y los valores críticos de aplicar la Prueba DFA,
mientras que en la tabla 2 se presentan los valores de aplicar la prueba PP. Los resultados indican
que no se puede rechazar la hipótesis de que las series son no estacionarias en niveles, pero al
diferenciarse se encuentra estacionariedad al 5 por ciento, por lo que se concluye que las
variables estudiadas son I(1).
Tabla # 1
Pruebas de Raíz Unitaria: Dickey - Fuller Aumentada
51
Variables
M1
P
Y
En Niveles
τ calculado
τ crítico
(0.66)
(2.90)
(0.46)
(2.90)
(0.68)
(2.90)
En Primeras Diferencias
τ calculado
τ crítico
(3.97)
(2.90)
(5.48)
(2.90)
(4.31)
(2.90)
Decisión
I(1)
I(1)
I(1)
Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD.
Notas: Procedimiento en Eviews 6. Se permite una constante. Todos los valores críticos al
5%.
Tabla # 2
Pruebas de Raíz Unitaria: Phillips - Perron
Variables
M1
P
Y
En Niveles
τ calculado
τ crítico
(1.64)
(2.90)
(0.12)
(2.90)
(0.54)
(2.90)
En Primeras Diferencias
τ calculado
τ crítico
(11.89)
(2.90)
(5.50)
(2.90)
(33.29)
(2.90)
Decisión
I(1)
I(1)
I(1)
Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD.
Notas: Procedimiento en Eviews 6. Se permite una constante. Todos los valores críticos al
5%.
52
Las pruebas anteriores evalúan la hipótesis nula de que la serie es no estacionaria. Esta es la
prueba de hipótesis clásica donde se acepta la hipótesis nula, al menos que exista una fuerte
evidencia en contra de la misma. Sin embargo, existe discusión de que pruebas de este tipo fallan
al momento de rechazar una raíz unitaria debido a que tienen bajo poder ante alternativas
relevantes. Esto da origen a la propuesta de pruebas como la KPSS, con hipótesis nula de que la
serie es estacionaria, lo que complementa los esfuerzos de prueba de series para poder distinguir
entre aquellas que aparentan ser estacionarias de aquellas que tienen poco información de si son
estacionarias o no (Serletis & Koustas, 1998).
En la tabla 3 se reportan los valores calculados y los valores críticos de aplicar la Prueba
KPSS, con la cual obtenemos la certeza de que las series utilizadas en este estudio son
efectivamente I(1).
Tabla # 3
Pruebas de Raíz Unitaria: Kwiatkowski Phillips Schmidt Shin
Variables
M1
P
Y
En Niveles
τ calculado
τ crítico
1.17
0.46
1.15
0.46
1.17
0.46
En Primeras Diferencias
τ calculado
τ crítico
0.21
0.46
0.12
0.46
0.08
0.46
Decisión
I(1)
I(1)
I(1)
Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD.
Notas: Procedimiento en Eviews 6. Se permite una constante. Todos los valores críticos al
5%.
53
Antes de iniciar el análisis multivariante, se procedió a realizar el análisis bivariante a través del
uso de la Prueba de Causalidad de Granger (PCG). El análisis de causalidad en el sentido de
Granger es un instrumento muy relacionado con la predicción y nos permite saber si una variable
contiene información útil para predecir o modelar otra variable. Es uno de los métodos más
utilizados al momento de probar las hipótesis de neutralidad del dinero dentro del debate
Keynesiano–Monetarista.
Los resultados de este análisis, que se reportan en la tabla 4, apuntan hacia el rechazo de la
hipótesis nula de que el dinero no causa a la Granger a los precios. Las probabilidades, tanto en
logaritmos como en logaritmos en diferencias, son menores al 5 por ciento lo que permite
concluir que los coeficientes de los valores pasados de la cantidad de dinero (M1) son
significativos al momento de explicar los precios en República Dominicana. Estos resultados
constituyen un buen primer paso para probar la neutralidad del dinero a largo plazo y son
consistentes con los encontrados por Fuentes (2010).
Los resultados de la tabla 5 muestran la PCG para dinero y producto. Las probabilidades
apoyan el no rechazo de la hipótesis nula de que el dinero no causa a la Granger al producto real.
Estos resultados también son consistentes con los encontrados por Fuentes (2010) por lo que
constituyen evidencia de que “el uso activo de la política monetaria para intentar obtener
resultados reales… sería inadecuado” (Fuentes, 2010, Pág. 13).
Tabla # 4
Prueba de Causalidad de Granger: Dinero y Precios
Dirección de Causalidad
Prueba F (Probabilidades)
En Logs
En Logs - Dif
M1 no causa a la Granger a
P
0.01
54
0.04
P no causa a la Granger a
M1
0.00
0.36
Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD.
Notas: Procedimiento en Eviews 6. Se permiten 3 rezagos y las
probabilidades reportadas son las de rechazar la hipótesis nula "X no
causa a la Granger a Y".
Tabla # 5
Prueba de Causalidad de Granger: Dinero y Producto Real
Dirección de Causalidad
Prueba F (Probabilidades)
En Logs
En Logs - Dif
M1 no causa a la Granger a
Y
Y no causa a la Granger a
M1
0.16
0.73
0.01
0.00
Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD.
Notas: Procedimiento en Eviews 6. Se permiten 3 rezagos y las
probabilidades reportadas son las de rechazar la hipótesis nula "X no
causa a la Granger a Y".
Para una economía subdesarrollada como es la de RD, los resultados apoyan la neutralidad
del dinero a corto plazo, contrario a lo que se espera probar más adelante. Sin embargo,
evidencia para países desarrollados como EEUU reflejan causalidad a lo Granger estadística y
cuantitativamente significativa del dinero al producto (Christiano & Ljungqvist, 1988).
55
Para el análisis multivariante y la obtención de los resultados a partir del análisis impulso–
respuesta, se estima un VAR simple que relaciona precios y producto con dinero. La selección de
la cantidad de rezagos se realizó tomando en consideración las pruebas de longitud de rezagos a
través de los criterios de información de Akaike y Hannan-Quinn que sugieren el uso de 5
rezagos, mientras que el criterio de información de Schwarz sugiere utilizar 4 rezagos.
Tabla # 6
Pruebas Normalidad y Homocedasticidad: Modelo VAR
Modelo
P, Y, M1
Normalidad
Prueba JB (Probabilidades)
0.06
Homocedasticidad
Prueba White (Probabilidades)
0.24
Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD.
Notas: Procedimiento en Eviews 6. Se permite una constante y tres dummies para el tercer y
cuarto trimestre del 2003 así como para el primer trimestre del 2004.
Tabla # 7
Prueba de Autocorrelación: Modelo VAR
Rezagos
Estadístico LM
Probabilidades
1
2
3
4
12.16
2.95
3.41
6.52
0.20
0.97
0.95
0.69
Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD.
Notas: Procedimiento en Eviews 6. Se permite una constante y tres dummies para el tercer y
cuarto trimestre del 2003 así como para el primer trimestre del 2004.
56
El VAR no restringido que modela la relación entre precios, producto real y dinero para la
economía dominicana, reconociendo una constante y tres variables dicotómicas para controlar
por la crisis bancaria de 2003, es un modelo bien comportado ya que satisface la condición de
estabilidad, al igual que las pruebas de homocedasticidad, no autocorrelación y normalidad.
VII.1 Análisis Impulso – Respuesta
A partir de los resultados del VAR antes mencionado, y a través del análisis impulso-respuesta,
se estudian los efectos dinámicos de choques monetarios sobre la actividad económica real y el
nivel de precios para la RD. En las gráficas VII.1 y VII.2 se visualiza la respuesta de los
logaritmos de Y y P, respectivamente, ante el impulso en el logaritmo de M1 para un horizonte
de tiempo igual a 4 años.
57
Fuente:
BCRD.
Fuente:
BCRD.
58
En esta investigación se logra comprobar la hipótesis de Friedman de que un aumento en la
oferta monetaria primero tendrá un efecto en la actividad real dentro de los dos o tres trimestres
posteriores al choque.
En la gráfica VII.1, se observa que efectivamente un choque monetario se traduce en un
estímulo positivo sobre el producto a partir del segundo trimestre pero pasado el primer año se
diluye en el tiempo, regresando a sus niveles originales.
Nótese la presencia de un impacto positivo en el producto dominicano por lo que se concluye
que el dinero es no neutral en el CP, como afirmaba Friedman. Sin embargo, para la RD un
esfuerzo de las autoridades monetarias de estimular el ciclo económico a partir de un aumento de
la oferta monetaria resultaría en un impacto mínimo y de corta duración en el producto, que al
compararse con el alto costo que genera al afectar el nivel general de precios resulta ser
contraproducente. En la gráfica VII.2 se observa el costo antes mencionado. Un choque
monetario resulta en un aumento en el nivel general de precios que se observa por primera vez en
el segundo trimestre pero que llega a su efecto máximo en el séptimo. Estos resultados también
confirman nuestra hipótesis de investigación. El nivel general de precios responde antes de
finalizarse el segundo año posterior al impulso y se mantiene en un nivel superior sin
desvanecerse. Por lo que el aumento de la oferta monetaria es traspasado al nivel de precios y se
concluye que el dinero es neutral en el LP.
59
Una de las explicaciones a que se hace referencia al analizar este impacto en el producto, es la
rigidez de los precios (Friedman, 1994). Sin embargo, en estos cálculos se encuentra, aunque
mínimo en comparación con el efecto de LP, que los precios tienen un leve repunte en el
segundo trimestre. Esto se puede explicar bajo el mismo argumento. La estructura económica
dominicana no responde con alta rigidez en los precios debido a la ausencia de una fuerte
presencia de sindicatos de trabajadores y la presencia de la alta participación de la economía
informal, dentro de la estructura económica nacional, que no funciona bajo contratos,
permitiéndole ajustar los precios de sus productos en la misma medida que aumentan sus costos.
VII.2 Un Modelo de Corrección de Errores para explicar la Inflación
Asumiendo la validez de la TCD, resulta interesante explicar el cambio en el nivel de precios y
su mecanismo de ajuste hacia el equilibrio en el CP. A partir de la ecuación cuantitativa y
manteniendo nuestro supuesto acerca de la velocidad del dinero, se puede estimar un modelo
donde el log(P) sea explicado por el log(M) y el log(Y). Este Modelo de Corrección de Errores
(MCE) busca explicar la inflación en RD desde 1991 hasta mediados de 2012.
Se procede a estimar a través de mínimos cuadrados ordinarios el comportamiento de los precios.
Para estos fines se hace uso de los errores rezagados de un modelo VAR bien comportado, con 4
rezagos que presenta una relación de cointegración entre sus variables (Precios, Producto Real,
Dinero), que se presenta en la tabla 8, cuyo coeficiente de error representa el mecanismo de
ajuste.
60
Tabla # 8
Prueba de Cointegración de Johansen y Vector de Cointegración
Eigenvalor
0.24
0.14
0.01
Eigenvalor
0.24
0.14
0.01
Estadístico
Traza
36.31
13.47
1.02
Estadístico
Máx. Eigen
22.84
12.45
1.02
Valor Crítico
Probabilidad
Hipótesis
29.80
15.49
3.84
0.01
0.10
0.31
Ninguna*
Máx. Una
Máx. Dos
Valor Crítico
Probabilidad
Hipótesis
21.13
14.26
3.84
0.03
0.09
0.31
Ninguna*
Máx. Una
Máx. Dos
Vector de Cointegración
lp
1.00
ly_sa
0.23
lm1
-0.82
Notas: Procedimiento en Eviews 6.
61
Una de las bondades de aplicar la Prueba de Johansen es la obtención del vector de cointegración
que puede interpretarse como la relación de LP entre las variables. Para la serie en estudio se
obtiene que el dinero tiene un impacto positivo en los precios alrededor de un 0.82 mientras que
un aumento en una unidad del producto real tiende a disminuir los precios en 0.23. Para estudiar
si esta relación de LP es estable en el tiempo, se estimó un modelo VAR para dos periodos: precrisis (1991-2002) y post-crisis (2003-2012) cuyos resultados de la Prueba de Cointegración de
Johansen se detallan en los anexos 2 y 3, respectivamente. Como era de esperarse, el coeficiente
que mide el impacto del dinero en los precios para el periodo posterior a la crisis financiera local
es menor que el reportado para la pre-crisis. Por lo que se concluye que la relación dineroprecios se ha debilitado.
Tabla # 9
Modelo de Corrección de Errores: Inflación
Variable Explicada
d(lp)
c
d(lp(-1))
(0.25)
0.01
0.36
0.00
Variables Explicativas
d(ly_sa)
d(lm1)
d(lm1(-1))
(0.21)
0.08
Notas: Procedimiento en Eviews 6.
62
0.09
0.01
0.10
0.01
u(-1)
(0.11)
0.01
Como ya se había indicado a principios del capítulo, las series de precios, producto y dinero son
integradas de primer orden por lo que las mismas son modeladas en primeras diferencias. El
resumen de los hallazgos del MCE se encuentra en la tabla 9, donde se reportan los coeficientes
de las variables explicativas y sus respectivas probabilidades o p-valor.
Los resultados de la estimación de CP son los esperados, ya que se anticipa que el coeficiente
del término de corrección de error sea de signo negativo, mientras que los coeficientes que
acompañan a la inflación pasada y al dinero sean positivos, contrario al efecto de la actividad
real que se espera de signo negativo.
En este modelo, el coeficiente del error rezagado resulta ser igual a -0.11 y significativo. Esto
indica que el nivel de precios tarda dos años y medio para volver al equilibrio, luego de un
choque. Es decir, que aproximadamente un 10% del desequilibrio se ajusta trimestralmente.
Otro elemento a destacar es que la inflación rezagada en un periodo es significativa y
positiva. El efecto de la inflación rezagada es muy significativo ya que aporta un 36% a la
inflación.
Para tener una idea de que tan bien este modelo explica el nivel de precios de la economía
dominicana, en la gráfica VII.3 se observan los residuos del MCE anterior.
63
Fuente:
BCRD.
En la gráfica se destacan los residuos correspondientes al primer trimestre de 2004, consecuencia
de la crisis bancaria de 2003. En dicho trimestre la inflación se ubicó en un 62.3% y la actividad
real se contrajo en -0.3%. Asimismo el modelo recoge periodos de desaceleración en los precios,
destacándose el cuarto trimestre de 2008 cuando la economía experimenta una desaceleración
marcada en el nivel de precios de 4.5% respecto al 14.6% que reportaba el IPC para el tercer
trimestre de 2008.
64
Finalmente, los resultados de la Prueba de Johansen y del MCE a partir del Dinero en Sentido
Amplio (M3) se presentan a modo de comparación en los anexos 4 y 5. La serie de los nuevos
indicadores monetarios y financieros armonizados del BCRD está disponible a partir de
diciembre 2001, por lo que los resultados obtenidos de 42 observaciones trimestrales deben
analizarse con cuidado debido a la longitud de la serie utilizada para inferir sobre las relaciones
de LP y CP.
El vector de cointegración reporta un coeficiente para M3 igual a 0.77 mientras que para el
producto real es de 0.49. Los resultados de la estimación de CP son los esperados en relación a
los signos de los coeficientes. Tanto la inflación pasada como el efecto del dinero en los precios
resultan con coeficientes positivos de 0.11 y 0.33, respectivamente. Mientras que el producto real
incide negativamente en los precios en el orden de 0.36. Igual que el MCE a partir de M1, el
coeficiente del error rezagado resulta negativo y significativo. Dos características se destacan en
esta estimación. La primera es que tanto el efecto del dinero en los precios como el rezago en el
cual el dinero se hace significativo es mayor para estimaciones con una medida de dinero que
encierra activos financieros de menor liquidez (M3). La segunda es que un 16% del desequilibrio
se corrige trimestralmente y la incidencia de la constante se reduce significativamente. Esto
puede explicar que para las estimaciones con M1 la constante recoge, además del efecto de
variables no consideradas, el efecto de las demás medidas de dinero.
65
CAPITULO VIII: CONCLUSIONES
Los resultados presentados en esta tesis buscan probar la TCD para RD. Específicamente, se
busca comprobar que un aumento de la oferta monetaria genera un aumento de la actividad real
en el CP, pero que tal efecto, inevitablemente se traduce en el LP en un aumento del nivel
general de precios.
El análisis impulso–respuesta indica que el efecto de un choque monetario sobre los precios
provoca un aumento permanente del nivel general de precios a partir del séptimo trimestre. Por
otro lado, el efecto de un choque monetario sobre el producto es positivo, pero de pequeña
magnitud en el segundo trimestre y posteriormente, se diluye en el tiempo. En ese sentido, se
encuentra clara evidencia de la neutralidad del dinero a LP, pero no en el CP.
A partir de los resultados del MCE se estudia la inflación en el CP. La economía dominicana
presenta una característica interesante, la inflación pasada incide en un 36% al momento de
explicar el nivel de precios. Cabe destacar que los efectos de un choque monetario al nivel de
precios tardan en corregirse dos años y medio, en promedio.
66
Debido a los efectos adversos de la inflación y tomando en consideración los resultados
anteriores, se recomienda no hacer uso de la política monetaria para incentivar la economía ya
que la evidencia apunta hacia la neutralidad del dinero en el largo plazo, mientras que en el corto
plazo (a pesar de no ser neutral) el efecto es insignificante. Cabe destacar que los resultados
también avalan la preferencia de política monetaria bajo el esquema de metas de inflación, dada
la fuerte presencia que tiene la inflación pasada al momento de determinar el nivel de precios.
Esto se relaciona con el efecto de las expectativas de los agentes, las cuales permanecen ancladas
al momento en que la autoridad monetaria hace anuncio de la meta explícita de inflación y el
compromiso que tiene para alcanzarla.
Finalmente, la significancia y magnitud del coeficiente, tomado por la constante, señala la
importancia del efecto de aquellas variables no incluidas en el modelo pero que influyen en los
precios. Esto forma parte de las ampliaciones a este estudio que quedan para próximas
investigaciones. Investigaciones futuras sobre este tema, podrían incluir otras variables
explicativas como son el tipo de cambio y las tasas de interés. Otro ejercicio interesante sería
dividir la muestra a partir del 2005 y comparar los coeficientes de CP y los efectos de LP con los
aquí reportados para ver los efectos del cambio estructural. Tomando en consideración el
problema que resulta de la sugerencia anterior, en relación a la cantidad de observaciones, podría
realizarse a partir de datos mensuales.
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72
ANEXOS
Anexo # 1
Análisis Estadístico de las Variables: P, Y, M1
Media
Mediana
Máximo
Mínimo
Precios
50.77
34.09
108.77
16.68
Actividad Real
59,510.56
57,769.25
104,058.90
30,856.50
Dinero
63,104.44
34,769.60
171,246.00
7,369.00
Desviación Estándar
31.47
20,170.77
51,443.93
Fuente: Elaboración propia con datos del BCRD.
Notas: Procedimiento en Eviews 6.
73
ANEXOS
Anexo # 2
Prueba de Cointegración de Johansen y Vector de Cointegración
1991-2002
Estadístico
Valor
Eigenvalor
Probabilidad Hipótesis
Traza
Crítico
0.66
0.28
0.00
Eigenvalor
0.66
0.28
0.00
61.54
14.56
0.07
Estadístico
Máx. Eigen
24.28
12.32
4.13
Valor
Crítico
0.00
0.02
0.83
Ninguna*
Máx. Una*
Máx. Dos
Probabilidad
Hipótesis
46.97
14.49
0.07
17.80
11.22
4.13
0.00
0.01
0.83
Ninguna*
Máx. Una*
Máx. Dos
lm1
-1.13
a
Vector de Cointegración
lp
1.00
ly_sa
0.79
Notas: Procedimiento en Eviews 6.
74
ANEXOS
Anexo # 3
Prueba de Cointegración de Johansen y Vector de Cointegración
2003-2012
Estadístico
Valor
Eigenvalor
Probabilidad Hipótesis
Traza
Crítico
0.42
0.26
0.04
Eigenvalor
0.42
0.26
0.04
32.15
12.56
1.58
Estadístico
Máx. Eigen
24.28
12.32
4.13
Valor
Crítico
0.00
0.05
0.25
Ninguna*
Máx. Una*
Máx. Dos
Probabilidad
Hipótesis
19.59
10.99
1.58
17.80
11.22
4.13
0.03
0.06
0.25
Ninguna*
Máx. Una
Máx. Dos
lm1
-0.79
a
Vector de Cointegración
lp
1.00
ly_sa
0.40
Notas: Procedimiento en Eviews 6.
75
ANEXOS
Anexo # 4
Prueba de Cointegración de Johansen y Vector de Cointegración
2002-2012
Estadístico
Valor
Eigenvalor
Probabilidad Hipótesis
Traza
Crítico
0.53
0.34
0.07
Eigenvalor
0.53
0.34
0.07
46.37
18.33
2.77
Estadístico
Máx. Eigen
24.28
12.32
4.13
Valor
Crítico
0.00
0.00
0.11
Ninguna*
Máx. Una*
Máx. Dos
Probabilidad
Hipótesis
28.04
15.56
2.77
17.80
11.22
4.13
0.00
0.01
0.11
Ninguna*
Máx. Una*
Máx. Dos
lm3
-0.77
a
Vector de Cointegración
lp
1.00
ly_sa
0.49
Notas: Procedimiento en Eviews 6.
76
ANEXOS
Anexo # 5
Modelo de Corrección de Errores: Inflación
Usando las estadísticas monetarias armonizadas
Variable Explicada
Variables Explicativas
d(lp)
c
d(lp(-1))
d(ly_sa)
d(lm3(-3))
0.01
0.22
0.11
0.35
Notas: Procedimiento en Eviews 6.
77
(0.36)
0.07
0.33
0.00
u(-1)
(0.16)
0.00