Inflación - Banco Central de la República Dominicana

Los artículos y comentarios presentados en esta publicación son de
responsabilidad exclusiva de sus autores
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y estudios económicos
Oeconomia Tomo II.
Esta es una publicación periódica del departamento de Programción Monetaria y Estudios Económicos del Banco
Central. Su difusión es limitada a los funcionarios y técnicos del Banco Central. Las colaboraciones de técnicos
de este y otros departamentos son bienvenidas.
Consejo Editorial:
Rolando Reyes Luna
Joel Tejeda Comprés
Julio Andújar Scheker
Comentarios y preguntas sobre esta publicación pueden ser enviados a:
Banco Central de la República Dominicana
Calle Pedro Heríquez Ureña Esq. Leopoldo Navarro
Santo Domingo, República Dominicana
Apartado Postal 1347
809-221-9111 Exts. 3072-73
[email protected]
PROLOGO
Oeconomia es un medio de intercambio y difusión de conocimiento en el cual los técnicos
del Banco Central tratan de forma sucinta y rigurosa los temas económicos y financieros
relevantes para el análisis de coyuntura y el conocimiento de las relaciones funcionales
entre distintas variables de la economía dominicana. Mediante la publicación trimestral
de los volúmenes de la revista, se promueve la investigación y el estudio de distintos
temas de interés tanto para el quehacer de la política económica, como para la economía
y finanzas en general. Esta compilación cuenta con más de cuarenta artículos escritos
desde el año 2006 hasta el 2009.
Uno de los principales aportes de la revista es la consolidación de investigaciones enfocadas
a temas económicos dominicanos y externos, que sirven como herramienta fundamental
de consulta tanto para investigadores como estudiantes. La Revista Oeconomia brinda
una amplia referencia bibliográfica como punto de partida para un vasto número de
temas como la inflación, política monetaria, política fiscal, sector externo, reformas
económicas, acuerdos internacionales, regulaciones, crecimiento económico, modelos
econométricos, indicadores económicos y financieros, y otros temas macroeconómicos
de interés.
Con este segundo tomo de la Revista Oeconomia, el Departamento de Programación
Monetaria y Estudios Económicos del Banco Central está poniendo a disposición del
público en general un recurso que anteriormente era solo de circulación interna en el
Banco. Así mismo, el público podrá tener acceso y descargar desde la página Web del
BCRD los volúmenes de las revistas que sean de su interés. Con esta apertura esperamos
contribuir al fomento de la investigación y la difusión de los estudios y trabajos de
discusión realizados por los técnicos del Banco Central.
Joel Porfirio Tejeda Comprés
Director
Departamento de Programación Monetaria
y Estudios Económicos
INDICE
CAPITULO I: INFLACION.........................................................................................................................9
Dinero, Producto e Inflación: Un Análisis de Causalidad......................................................................... 11
Dinámica de Corto y Largo Plazo del Tipo de Cambio y los Precios......................................................... 17
Determinantes de la Inflación en la República Dominicana Bajo un Esquema
de Metas Monetarias y Tipo de Cambio Flotante.................................................................................... 21
Hiperinflación, Autonomía y Estabilidad de Precios................................................................................ 31
Incertidumbre Inflacionaria y Asimetrías de los Shocks de Inflación:
El Caso de República Dominicana............................................................................................................ 39
Estimación de Modelos Econométricos de la Inflación en República Dominicana
y Evaluación de los Pronósticos en Varios Escenarios Alternativos......................................................... 45
Evaluación de Indicadores de Inflación Subyacente en República Dominicana (I de II).......................... 63
Un Modelo de Inflación Para Chile.......................................................................................................... 77
Evaluación de Indicadores de Inflación Subyacente (II de II)................................................................... 85
CAPITULO II: TEMAS MONETARIOS.................................................................................................... 105
Neutralidad Monetaria: Antes y Después de la Crisis Bancaria Dominicana de 2003........................... 107
El Canal del Crédito y su Funcionamiento en la Economía Dominicana................................................ 113
Efectos de la Inconsistencia Temporal en la Política Monetaria
Bajo Distintos Esquemas de Expectativas.............................................................................................. 119
CAPITULO III: POLITICA FISCAL........................................................................................................... 125
Predominio Fiscal en República Dominicana......................................................................................... 127
Una Curva de Laffer para la República Dominicana:
El Caso de las Elasticidad del ITBIS, 1996-2006..................................................................................... 133
Unión Europea vs. Chile: Fortalezas y Debilidades de una Regla Fiscal................................................. 143
Subsidios al Gas y a la Electricidad en República Dominicana............................................................... 153
Efectos de la Implementación de una Regla de Política Fiscal: El Caso Chileno.................................... 161
CAPITULO IV: SECTOR EXTERNO......................................................................................................... 171
Incidencia de las Remesas en la Reducción de la Pobreza:
Un Estudio Empírico para América Latina y El Caribe........................................................................... 173
Remesas: Una herramienta de desarrollo y estabilización macroeconómica....................................... 177
La Globalización Como Fenómeno Económico...................................................................................... 183
Determinantes de los Flujos de Inversión Extranjera Directa …………………………………………………………..189
Estimación Mensual del Tipo de Cambio Real para Chile...................................................................... 195
CAPITULO V: Reformas, Acuerdos y Regulaciones.............................................................................. 203
Regulación Bajo Corrupción.................................................................................................................. 206
Reformas y Economía Política: Apuntes Sobre Negociaciones Entre Los Poderes del Estado............... 214
Proceso de Crisis y Reforma del Sistema Financiero: El Caso Uruguayo................................................ 217
La República Dominicana y Los Acuerdos con el Fondo Monetario Internacional
(Primera Parte)...................................................................................................................................... 225
La República Dominicana y Los Acuerdos con el Fondo Monetario Internacional
(Segunda Parte)..................................................................................................................................... 235
CAPITULO VI: CRECIMIENTO.............................................................................................................. 243
Precios del Petróleo, PIB Real Dominicano y Precios Domésticos......................................................... 245
Desarrollo Sostenible y Crecimiento: Apreciaciones Sobre el Caso Chileno.......................................... 249
Estimación del PIB Potencial Utilizando el Filtro de Kalman.................................................................. 253
Sobre los Determinantes del Crecimiento en República Dominicana................................................... 259
La Incidencia de los Precios Internacionales del Petróleo en el Crecimiento
Económico de la República Dominicano ............................................................................................... 267
Relación Entre Desalineamiento Cambiario y Crecimiento................................................................... 271
CAPITULO VII: MODELOS E INDICADORES.......................................................................................... 279
Modelistica Macroeconómica en la República Dominicana (I de III)..................................................... 281
Modelistica Macroeconómica en la República Dominicana (II de III).................................................... 289
Modelistica Macroeconómica en la República Dominicana (III de III)................................................... 299
Encuesta de Opinión Empresarial:
Herramienta Útil de Medición de Tendencia en República Dominicana............................................... 311
Indicadores de Productividad Laboral................................................................................................... 317
Sistema de Indicadores Líderes Regionales. Importancia de su Implementación
en Centro América y República Dominicana.......................................................................................... 321
CAPITULO VIII: OTROS TEMAS........................................................................................................... 327
La Derivación de Un Coeficiente Gini Para la Población Asalariada en República Dominicana............. 329
Energía Renovable: Análisis del Caso Brasileño, ¿Cómo los dominicanos
podemos aprender de este caso?.......................................................................................................... 337
Crisis Financiera. Explicación Escuela Austriaca.................................................................................... 343
inflación
Dinero, Producto e Inflación: Un Análisis de Causalidad
11
Por Frank Fuentes Brito
L
os efectos del dinero sobre la actividad
económica han sido motivo de continua
con-troversia entre las diversas escuelas
de pen-samiento. Entre las distintas tendencias
(clásica, keynesiana, monetarista, neoclásica, real
business cycles, neo-keynesiana, post-keynesiana
y austriaca), el dinero se presenta como parte
fundamental del sistema económico, no obstante,
sus efectos y el papel que desempeña son diferentes
en cada una de ellas. Sin embargo, pese a que esta
discusión tiene un elevado componente teórico, el
estudio del efecto del dinero sobre el sector real
es particularmente clave para los hacedores de
política.
El método más utilizado para examinar esta
relación es la Prueba de Causalidad de Granger
(PCG). La noción de la PCG es una formalización
de la idea de si los valores presentes de Y se pueden
predecir mejor con los valores pasados de X que
sin usar éstos últimos, entonces X causa a Y “a la
Granger”. El teorema establece formalmente que:
“X causa en el sentido de Granger a Y, sí y solo sí,
{Xt-i}, tiene contenido predictivo sobre Y.” Para
la relación dinero-producto, la ecuación presenta
la siguiente forma:
En donde, m representa la oferta monetaria, y
representa el producto y los parámetros β y α son
coeficientes diferentes de cero.
[1]
Desde la contribución seminal de Granger (1969), el
grueso de la literatura que examina estos argumentos
se basa en la experiencia estadounidense. Sims
(1972), utiliza esta técnica y encuentra que la oferta
monetaria causa a la Granger el ingreso nacional.
Este resultado se repite dentro de un modelo de
Vectores Autorregresivos (VAR) construido por
Sims (1980). Otros trabajos clásicos, como Stock
y Watson (1989), encuentran resultados robustos
de la existencia de la causalidad del dinero al
producto para Estados Unidos (EEUU), a pesar
de que Friedman y Kuttner (1993) rebaten estos
Desarrollado por el premio Nóbel en Economía (2003) C.W.J. Granger.
hallazgos. Por esta razón Hayo (1998), argumenta
que los resultados de la relación dinero-producto
no pueden ser generalizados ya que la gran mayoría
de aplicaciones de PCG han sido hechas a series de
EEUU y países desarrollados.
En este breve artículo, se inspeccionará la
existencia de relación causal entre las variables
dinero, producto e inflación en la República
Dominicana (RD), aplicando la metodología de la
PCG utilizando series anuales de 1950 a 2004. La
variable proxy utilizada para dinero (M) fue M1,
para la actividad económica (Y) fue el PIB real y
para la inflación (P), el Deflactor del PIB.
Gráfico 1
LOG M1, LOG PIB Real y LOG Deflactor PIB
(1950-2003)
5.00
4.50
4.00
3.50
3.00
2.50
2.00
1.50
'50 '52
'54
'56
'58 '60
'62
'64
Log M1
'66 '68
'70
'72 '74
'76
'78
'80 '82
Log REAL GDP
'84
'86 '88
'90
'92
'94 '96
'98
'00
'02
Log GDP Deflator
Resultados Empíricos
Para poder determinar la dirección de la
causalidad entre dinero-precios, dinero-producto
y producto-precios es importante examinar si las
series son estacionarias para evitar el riesgo de
obtener relaciones espúreas. La literatura reciente
en econometría enfatiza que la mayoría de las
variables económicas no son estacionarias (más
específicamente, que son variables integradas).
Por simple observación es posible verificar que las
tres variables bajo estudio no son estacionarias.
Sin embargo, es necesario verificarlo utilizando
Banco Central de la República Dominicana
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12
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
las pruebas tradicionales, las cuales confirman la
existencia de raíces unitarias en las tres series. Para
lograr la estacionariedad de las series se procedió a
obtener las primeras diferencias.
Gráfico 2
M1 (Primeras Diferencias)
0.25
la relación dinero-producto y precio-producto la
prueba no puede rechazar la hipótesis nula de no
cointegración.
Tabla 1
PRUEBA DE COINTEGRACIÓN DE
JOHANSEN
0.20
0.15
dlM, dl P
0.10
0.05
dlM, dlY
0.00
-0.05
-0.10
dlP, dlY
'51
'53
'55
'57
'59
'61
'63
'65
'67
'69
'71
'73
'75
'77
'79
'81
'83
'85
'87
'89
'91
'93
'95
'97
'99
'01
'03
PIB Real (Primeras diferencias)
0.08
0.06
0.04
0.02
0.00
-0.02
-0.04
-0.06
'51
'53
'55
'57
'59
'61
'63
'65
'67
'69
'71
'73
'75
'77
'79
'81
'83
'85
'87
'89
'91
'93
'95
'97
'99
'01
'03
Deflactor PIB (primeras diferencias)
0.20
Vectores
cointegrados
r=0
r=1
r=0
r=1
r=0
r=1
Max-Eigen
Val ues
11.56
0.75
5.5
0.86
5.9
0.44
Valores
críticos al 5%
11.22
4.13
11.22
4.13
11.22
4.13
Las Tablas 2, 3 y 4 presentan los resultados de
la aplicación de la PCG a series cointegradas
para determinar las relaciones causales DineroProducto, Dinero-Precios, Producto-Precios. Se
muestran los niveles de confianza para rechazar
la hipótesis nula (de no existencia de causalidad a
la Granger). Generalmente, se entiende que existe
causalidad si el nivel de significancia es menor o
igual a 5% (que implica un nivel de significancia
de 95%). Niveles de confianza de 10% (90% de
intervalo de confianza) se consideran con menos
frecuencia por ser menos robustos.
Tabla 2
RELACIÓN DINERO-PRODUCTO
0.15
0.10
0.05
0.00
-0.05
'51
'53
'55
'57
'59
'61
'63
'65
'67
'69
'71
'73
'75
'77
'79
'81
'83
'85
'87
'89
'91
'93
'95
'97
'99
'01
'03
Luego de la transformación se procedió a realizar
un análisis de cointegración. Los resultados de
la prueba de Johansen (1988) se presentan en la
Tabla 1. Entre las variables dinero y precio se
rechaza la hipótesis nula de no cointegración, así
como la existencia de un vector de cointegración
al 95% de nivel de significancia. Mientras que para
Dickey-Fuller Aumentado y Phillips-Perron Aumentado.
Tabla 3
RELACIÓN DINERO-PRECIOS
Hipótesis nula
M no causa P a la Gra nger
P no causa M a la Gra nger
Niveles
1.7E-10
0.1724
Primeras
Diferencias
0.0219
0.4886
Oeconomia
13
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
Tabla 4
RELACIÓN PRODUCTO - PRECIOS
Hipótesis nula
Y no causa P a la Gra nger
P no causa Y a la Gra nger
Niveles
0.1798
0.4845
Primeras
Diferencias
0.9626
0.3582
Los resultados de la Tabla 2 muestran que el dinero
no causa a la Granger el producto. Por tanto, el
uso activo de la política monetaria para intentar
obtener resultados reales, como suavizar o revertir
los ciclos económicos, sería inadecuado en la RD.
Este resultado abre la puerta a la discusión sobre
la neutralidad del dinero. En el corto plazo la
neutralidad implica que, ante cualquier cambio
en la política monetaria, las variables reales no
reaccionan. Este es el centro del debate sobre los
efectos del dinero en la economía, especialmente
entre keynesianos y monetaristas. Sin embargo, para
la mayoría de las escuelas de pensamiento (excepto
para los keynesianos y post-keynesianos puesto que
el largo plazo no existe y es irrelevante), existe un
mayor consenso sobre los efectos del dinero en el
largo plazo. 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. No obstante, estos resultados
apoyan la tesis de que el dinero es neutral en el
largo plazo en la República Dominicana. Esto es
consistente con las conclusiones de Pérez y Medina
(2004), que afirman que el dinero es neutral en el
largo plazo en RD.
Con respecto a la causalidad desde el producto hacia
la oferta monetaria, la cual es significativa al 5%, la
no existencia de cointegración entre las variables Y
y M, nos da la base para pensar que esta relación
es espúrea. Para estudiar más a fondo esta aparente
causalidad es necesario aplicar otras etodologías
que están fuera del enfoque de este artículo. Esto
podría ser explorado en un estudio posterior.
Fischer y Seater (1993), y en menor medida King y Watson (1997), han
desarrollado metodologías más avanzadas para examinar la neutralidad y
super-neutralidad con series no estacionaria.
La Tabla 3, resume los resultados de la relación
dinero-precios. La robusta significancia al 5%,
tanto en niveles como en primeras diferencias,
evidencia que en la República Dominicana el
dinero causa a la Granger el nivel de precios.
De hecho, la economía dominicana se presenta
aquí como un caso de libro de texto de la Teoría
Cuantitativa del Dinero (TCD). La TCD formaliza
la siguiente relación:
V*M=Y*P
[2]
En donde M es la oferta monetaria, V es la
velocidad del dinero, P el nivel de precios e Y el
producto real. Si transformamos [2] en tasas de
crecimiento obtenemos:
[3]
Bajo los supuestos clásicos, la velocidad del dinero
es constante por lo que su tasa de crecimiento es
cero. Asimismo, el nivel de producto siempre se
encuentra en pleno empleo por lo que su tasa de
crecimiento es irrelevante o cero. Por tanto,
Esto implica que cambios en la oferta monetaria
pasan directamente a precios sin tener efecto
sobre variables reales, como el producto,
generando inflación (π). Si asumimos entonces,
que la economía dominicana se comporta bajo
los supuestos clásicos, la única manera de que las
autoridades monetarias puedan afectar el producto
es con cambios no anticipados de la cantidad de
dinero esto dentro de un esquema de expectativas
racionales perdiendo su credibilidad ante los
agentes económicos y aumentando los costos de
la inflación.
De lo anterior se puede deducir además que la
existencia de la inconsistencia dinámica debe
prevenir a las autoridades de utilizar las sorpresas
monetarias para tener ganancias en el producto,
debido a que si en un futuro se implementa una
estrategia para estabilizar de la inflación, como
la que se ha estado implementando en nuestro
14
país, luego de la crisis bancaria, los sacrificios
en términos de crecimiento del producto serían
considerables. Finalmente, la Tabla 4 muestra
que la actividad económica no causa a la Granger
cambios en los precios.
Conclusiones y Recomendaciones
A pesar de las limitaciones de este estudio, la
aplicación de PCG a la relación dinero, inflación
y producto en la República Dominicana arroja
resultados interesantes. Es evidente que el dinero
no es un determinante de la actividad económica
en nuestro país y que utilizar la política monetaria
para explotar el trade-off inflación-desempleo
produciría pérdidas importantes en términos
crecimiento económico y credibilidad de las
autoridades.
Por otro lado, la PCG revela una relación altamente
significativa entre dinero y precios. Los cambios
en la emisión monetaria pasan rápidamente al nivel
de precios, produciendo una situación similar a la
lógica planteada por la TCD. En otras palabras,
el dinero parece ser neutral en la República
Dominicana. Por lo tanto, si el crecimiento de
la oferta monetaria, más allá de la demanda de
dinero de la economía, produce “pérdidas”, el
Banco Central haría su mejor aporte al bienestar
colectivo enfocando sus acciones en mantener una
inflación baja y estable que favorecería un mayor
crecimiento y estabilidad del Producto.
Referencias
Choi, Se Kyu y Luis Felipe Lagos (2003). “El
Dinero como indicador líder”. Cuadernos de
Economía 40(120)
Dickey, David y W.A. Fuller (1981). “A likelihood
ratio test for autorregressive time series with a
unit root.” Econometrica 49.
Enders, Walter (1995). Applied Econometric Time
Series. Wiley
Fischer, Mark y John Seater (1993). “Long-run
neutrality and superneutrality in an ARIMA
framework, American Economic Review 83.
Friedman, B. y Kuttner, K. (1993), “Another Look
at the Evidence on Money-Income Causality”.
Journal of Econometrics Vol. 57.
Fuentes, Frank (2004). “Money-Output Granger
Causality test: A standard application to the
Dominican Republic 1950-2003”. Estudio Independiente para optar por el título de Master
of Arts in Economics. University of Illinois
at Chicago.
Granger, C.W.J. (1969). “Investigating Causal Relations by Econometric Models and Crossspectral
Methods”. Econometrica 37.
Hayo, Bernd (1999). “Money-Output Causality Revisited: An Empirical Analysis of EU
Countries.” Taylor and Francis Journals, vol.
31(11).
Johansen, Soren (1988). “Statistical analysis of
cointegrating vectors.” Journal of Economic
Dynamics and Control 12.
King, Robert y Mark Watson (1997). “Testing
long-run neutrality”. Federal Reserve Bank of
Richmond Economic Quarterly 83.
Lucas, R. (1972), “Expectations and the Neutrality of
Money”. Journal of Economic Theory 4.
Pérez, Ellen y Alexander Medina (2005). “Neutralidad Monetaria en República Dominicana:
Antes y Después de la crisis bancaria 2003.”,
Nueva Literatura Económica Dominicana,
Banco Central de la República Dominicana.
Sims, C.A. (1972). “Money, Income and Causality”.
American Economic Review 62.
Oeconomia
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
Sims, C.A. (1980). “Comparison of Interwar and
Postwar Business Cycles: Monetarism Reconsidered”. American Economic Review 70.
Stock, J.H. and M.W. Watson (1989). “Interpreting
the Evidence on Money-Income Causality”.
Journal of Econometrics 40.
15
Dinámica de corto y largo plazo del tipo de cambio
y los precios
E
l estudio sobre la relación de equilibrio
de largo plazo existente en las variables
económicas ha despertado un gran interés en
las disertaciones econométricas de la actualidad.
Como prueba de ello, durante las últimas décadas
tenemos el surgimiento de diversas metodologías
de modelación econométrica—modelos ARIMA y
de Función de Transferencia—1que han venido a
sustituir los tradicionales Modelos de Ecuaciones
Simultáneas con restricciones dadas por la teoría
económica, ya que los mismos no presentan
una buena capacidad de ajuste y de predicción
ante escenarios económicos con profundas
oscilaciones.
Las nuevas metodologías de modelación exigen
como requisito básico que las variables de estudio
sean estacionarias.2Esto conlleva, en algunos casos,
“diferenciar” las series económicas, implicando
que el resultado del estudio se basa en los cambios
que se producen entre las variables y no en la
relación de largo plazo existente en los niveles por
lo que se pierde información importante.
Como una respuesta a esta problemática surge el
modelo de Mecanismo de Corrección de Errores
(MCE),3el cual establece que si un conjunto de
series de tiempo está cointegrada, es decir, si hay
una relación de equilibrio de largo plazo entre ellas,
se puede tratar su error “ t” como un “error de
equilibrio”, lo que permite atar el comportamiento
de corto plazo de la variable dependiente con su
valor de largo plazo, entregando una ecuación de
comportamiento de las variables en diferencias.4
La ventaja de este procedimiento es que plantea
una relación de equilibrio a largo plazo entre las
variables—solucionando así uno de los problemas
de diferenciación—pero a la vez permitiendo la
Box & Jenkins, 1970.
2
El Concepto de estacionariedad en sentido débil se refiere a:
1
Por Harold A. Vásquez
existencia de desajustes a corto plazo mediante la
introducción de términos dinámicos.
A continuación, se presenta un modelo
econométrico que trata de explicar la dinámica de
corto plazo del nivel de precios tomando en cuenta
un factor que ajuste dicha variable con su nivel de
largo plazo, mediante la utilización de un modelo
de MCE. Siguiendo el fundamento del MCE, para
construir el modelo5 debemos dar los siguientes
pasos:
1ro. Planteamos la relación de largo plazo entre las
variables,
En el modelo se plantea el nivel de precios de
la economía (pt) como una función del tipo de
cambio nominal (st), la oferta monetaria (mt), el
déficit del sector fiscal (govdeft), la brecha del
producto interno bruto con respecto a su nivel
potencial (Ggdpt), la brecha entre el tipo de cambio
real y su nivel de tendencia (Grert) y una variable
estocástica ( t) que se supone sea ruido blanco.
Todas las variables se encuentran en logaritmos.
2do. Bajo la hipótesis de cointegración, estimamos
un modelo que incorpora la dinámica de corto
plazo del tipo de cambio nominal sobre los precios
con el equilibrio de largo plazo, y planteamos la
ecuación de la siguiente forma:
donde, ∂ denota la primera diferencia logarítmica.
La variable ∂ s recoge las perturbaciones de corto
plazo del tipo de cambio nominal y st-k muestra la
relación de largo plazo dentro del mismo. En ambos
casos, esperamos que las variables presenten un
coeficiente positivo y significativo.
donde 12 y  ij son constantes a lo largo del tiempo.
3
4
Esta metodología fue implementada por primera vez por Sargan (1984).
Gujarati, D., pp. 711-712.
17
5
Véase Goldfajn (2000) y Edwards, S. (1993), entre otros.
18
La carencia de mercados financieros desarrollados
hace que la oferta monetaria sea el instrumento
utilizado por excelencia para hacer política
económica y obtener estabilidad de precios en los
países en vías de desarrollo. Además, es importante
destacar la rapidez de ejecución que le brinda este
instrumento a los bancos centrales a la hora de
ejecutar políticas anticíclicas en la economía. Por
esto, para controlar el efecto que tiene la cantidad
de dinero sobre el nivel de precios se incluyó la
variable mt-k, la cual es una medida de la Base
Monetaria de la República Dominicana y el
coeficiente esperado es positivo y significativo.
Puesto que uno de los problemas que enfrentan
algunos países en desarrollo al hacer política
monetaria es el Predominio fiscal, que en la mayor
parte de los casos generan inflación, se decidió
incluir en el modelo la variable govdeft-k como
medida del déficit—ingresos menos gastos—del
gobierno central. Contamos con que el déficit
fiscal tenga un efecto positivo y significativo sobre
el nivel de inflación.
En cuanto a la brecha del tipo de cambio real Grert-k y
la brecha del producto interno bruto Ggdpt-k, podemos
decir, en el caso del primero, que algunos autores
han encontrado evidencia de que el desalineamiento
del tipo de cambio real, respecto a su nivel de
equilibrio, es uno de los principales determinantes
del coeficiente de “pass-through” (Goldfajn y
Werlang, 2000). Para el segundo, podría esperarse
que en ausencia de desempleo -o en economía de
pleno empleo-, cualquier intento de los gestores de
política monetaria de elevar el nivel de producción,
se tradujera en un incremento de los precios. Los
coeficientes esperados, para el caso de ambas
variables, son positivos y significativos.
Resultado del Modelo
El modelo se estimó con datos mensuales
durante el periodo enero 1982 a diciembre 2004,
utilizando un modelo Autorregressivo de primer
orden con Heterocedasticidad Condicional, como
el sugerido por Engel (1982). La razón principal
por la que se implementó este modelo fue para
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
corregir ligeros problemas de heterocedasticidad
encontrados en estimaciones previas, los cuales no
se pudieron resolver utilizando mínimos cuadrados
generalizados (FGLS). Los datos utilizados
provienen de los boletines trimestrales del Banco
Central de la República Dominicana.
El modelo estimado fue el siguiente 6:
10
Los resultados arrojados por el modelo son muy
interesantes. Primero, podemos destacar que el tipo
de cambio tiene un efecto positivo y significativo
sobre el nivel de inflación y la magnitud de este
efecto es mayor a medida que se incrementa el
periodo de tiempo de medición. Por ejemplo, la
estimación muestra que el impacto inmediato del
incremento de 1% en el tipo de cambio nominal es
de un incremento de 0.08% en el nivel de precios,
alcanzando hasta 0.21% dos meses después de
que ha ocurrido la variación en el tipo de cambio
nominal. En el largo plazo, este impacto puede
ser económicamente significativo debido a que
la estimación revela que la variación en el nivel
de precios podría llegar hasta 0.82%, dado el
incremento en el tipo de cambio mencionado
anteriormente. Asimismo, se realizaron pruebas
para tratar de determinar si la elasticidad entre
el tipo de cambio e inflación es unitaria, pero
esta hipótesis fue rechazada con altos niveles de
significancia estadística.
Adicionalmente, el estudio presenta evidencia de
que las variables de política monetaria tienen un
efecto significativo sobre el nivel de inflación.
Según los resultados, el efecto del incremento de
1% en la oferta monetaria resulta en un incremento
de 0.27% en el nivel de inflación.
6
(*) y (**) denotan que los coeficientes son significativos a un nivel de
confianza del 1% y 10%, respectivamente.
Oeconomia
19
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
Conjuntamente, debemos señalar que el nivel
de inflación de un periodo determinado “t”, se
encuentra estrechamente relacionado con los
niveles de inflación presentados en periodos
anteriores, similarmente como es descrito en
algunos modelos sobre expectativas con curvas
de Phillips aumentadas.711Para este caso, el modelo
reveló que el nivel de inflación del periodo actual
se encuentra determinado en casi un 39% por el
nivel de inflación de periodos anteriores.
Es importante señalar que la importancia del
estudio de los mecanismos de transmisión
monetaria radica en que la precisa comprensión de
su funcionamiento ayuda a los gestores de política
monetaria a realizar una labor más eficiente en
cuanto a la obtención de los objetivos planteados
en el programa monetario, así como también en la
elaboración de políticas macroeconómicas efectivas
que se encuentren orientas a la estabilidad y el
crecimiento en los países en vías de desarrollo.
El coeficiente estimado para la variable Ggdpt-k no
presenta resultados muy precisos debido a que el
signo negativo obtenido no está de acuerdo con lo
esperado. Al mismo tiempo, este coeficiente resultó
estadísticamente igual a cero. La única explicación
que podríamos sugerir sobre este resultado es que la
variable utilizada como “proxy” mensual del PIB,
total de crédito de la banca comercial, no presenta
un efecto muy claro sobre el nivel de inflación ya
que la misma podría encontrarse correlacionada
con las variables de política monetaria utilizadas
en el modelo. Sin embargo, se reconoce que más
pruebas deben ser realizadas para soportar estas
conclusiones.
Referencias
Por otro lado, aunque el coeficiente de la variable
govdeft-k muestra la existencia de una relación
positiva entre el déficit del sector público y el
nivel de inflación, como podría esperarse según
lo sugerido por algunos autores (Mankiw, 2003),
no fue estadísticamente significativo ni siguiera a
niveles de significancia de un 10%.
Finalmente, el coeficiente de corrección de
error, parámetro 7 en el modelo, es negativo y
significativo a todos los niveles convencionales.
Como es establecido por el procedimiento del
MCE, este resultado implica que el modelo
estimado no se encuentra en equilibrio, por lo cual
si la discrepancia entre las variaciones del nivel
de inflación observada y su nivel de equilibrio de
largo plazo es de 1%, la tasa de inflación deberá de
reducirse en promedio 0.05 puntos porcentuales en
el próximo período.
7
Ver Wooldrige, pp. 371-372.
Goldfajn, I y Valdéz, R. “The aftermath of appreciations”. Documentos de trabajo. Banco Central
de Chile, 1999.
Goldfajn, I. Y Werlang, S. “The pass-through
from depreciation to inflation: a panel study”.
Documentos de Trabajo, Banco Central de
Brasil, 2000.
Gujarati, D. Econometría, Tercera Edición, McGraw-Hill, 1997.
Mankiw, G. “Macroeconomics, Fifth Edition”.
Worth Publishers, 2003.
Sargan, J. D. y Bhargava, A. S. “Testing Residuals
from Least Squares Regresion Generated by
the Gaussian Random Walk”, Econometrica,
Vol. 51, 1983, pp. 153-174, UK.
Wooldridge, J. “Introductory Econometrics”. Thomson, South-Western, 2003.
Determinantes de la inflación en República Dominicana bajo un
esquema de metas monetarias y tipo de cambio flotante
Por Alexander Medina
21
a estabilidad de precios es el objetivo
primordial del Banco Central, por lo que es
de vital importancia contar con herramientas
adecuadas que permitan explicar y pronosticar su
comportamiento bajo distintos escenarios. Este
artículo trata de responder algunas interrogantes
acerca de cuál puede ser la senda de la inflación
en los próximos períodos, cuáles factores afectan
esa trayectoria, y si la evolución de los precios
prevista en el Acuerdo Stand By firmado con el
Fondo Monetario Internacional (FMI) es consistente
con las metas monetarias establecidas por las
autoridades monetarias.
que se utiliza la emisión monetaria, en vez de
M1, como proxy de dinero debido a que, como
se muestra en Pérez y Medina (2004), a raíz de la
crisis bancaria de 2003 la serie M1 resulta ser un
indicador no confiable para el periodo analizado.
Se utiliza además como variable aproximada de la
actividad económica real el PIB real encadenado
base 1991 en lugar del PIB real base 1970, como
una manera de incorporar las mejoras en la serie
del PIB resultado de la nueva metodología de
estimación que ha implementado el departamento
de Cuentas Nacionales. En adición, la serie fue
desestacionalizada con la intención de bajarle un
orden de integración.
Un análisis de la trayectoria de la serie trimestral
de la tasa de inflación anualizada desde 1992-2006
muestra que desde enero-marzo de 1992 a octubrediciembre de 2002 la inflación fue de 7.02% en
promedio. Sin embargo, a raíz de la crisis bancaria de
2003 se interrumpe la estabilidad relativa de precios
mantenida por más de una década, promediando
la inflación 39.99% desde enero-marzo de 2003 a
octubre-diciembre de 2004. A partir del trimestre
enero-marzo de 2005 hasta abril –junio de 2006 el
promedio fue de 5.58%, fruto de un choque a la baja
sobre las expectativas de crecimiento de los precios
y una mayor confianza de los agentes económicos en
las decisiones de política de las nuevas autoridades,
entre otros factores.
Un hallazgo importante es que, para el nuevo
período muestral, tanto el desequilibrio en el
mercado de dinero como en el mercado de bienes
transables resultaron significativos. Este resultado
difiere del estudio de Williams y Adedeji (2004) que
no encuentra significativo, para explicar la inflación,
el equilibrio en el mercado de bienes transables,
lo que sugiere el importante papel que han jugado
las variables externas a partir de la crisis bancaria
de 2003 en la explicación del crecimiento de los
precios y la importancia que debe prestársele a las
mismas en la aplicación de las políticas de control
de la inflación.
L
Para analizar el comportamiento de la inflación en
República Dominicana se utiliza un modelo en el
que se determina el equilibrio en los mercados de
dinero y de bienes transables, a partir del cual se
estima la evolución de los precios. Este modelo fue
originalmente construido por Williams y Adedeji
(2004) para estimar la dinámica de la inflación en la
República Dominicana en el período 1991-2002.
En el presente artículo, a diferencia de Williams
y Adedeji (2004), se trabaja con datos de 19922006, en los cuales se incorporan el período de
la crisis y de la posterior recuperación. Otras
diferencias, con respecto al citado trabajo, son
A continuación se realiza una breve descripción de
los acontecimientos que originaron los cambios de
tendencia en la inflación descritos anteriormente.
Luego se presentará el modelo teórico junto a
los resultados empíricos. Finalmente, basados
en el resultado del modelo, se harán pronósticos
trimestrales de la inflación para finales de 2006
y para 2007 y se comprobará si los mismos son
consistentes con los establecidos en el Acuerdo
Stand-By del FMI.
La tasa de inflación promedio de América Latina para el 1992-2002 fue de
157.7%
Fuente: CEPAL
El orden de integración de una serie nos indica las veces que tenemos que
diferenciarla para hacerla estacionaria
2
Banco Central de la República Dominicana
22
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
I. Política Monetaria, Crisis Bancaria y Acuerdo
Stand-By con el FMI
Entre 1992 y 2001 la tasa de inflación se mantuvo
relativamente estable debido principalmente a
dos factores: Primero, la estabilidad del tipo de
cambio impulsada por intervenciones del Banco
Central para mantener un sistema de tipo de cambio
reptante seguida de una “flotación sucia” que fue
fruto del elevado pass-through del tipo de cambio
a la inflación en República Dominicana. Segundo,
un alto crecimiento de la producción real.
de 2005 con la firma de un Acuerdo Stand-By con
el FMI. Este nuevo esquema de política monetaria,
unido a una fuerte reactivación de la actividad
económica real, permitieron situar la inflación en
niveles previos a los de la crisis bancaria.5
II. Modelo Teórico de Inflación
6
3
En noviembre de 2002 se establece que el Banco
Central no podrá, en caso alguno, establecer que
determinadas operaciones de cambio internacionales
deban realizarse exclusivamente con éste, iniciando
el proceso de unificación del mercado cambiario.
Esto, unido a la incertidumbre bancaria provocada
por los requerimientos de fondos de parte de
algunos bancos comerciales en problemas, crearon
el contexto para que la tasa de cambio comenzara
a depreciarse y surgieran presiones inflacionarias
mantenidas bajo control hasta ese momento.
Una de las formas comunes de estimar
econométricamente la inflación, es mediante el uso
de la Curva de Phillips tradicional, la cual relaciona
la inflación a su comportamiento en el pasado y a un
indicador de ciclo económico, como es la brecha de
producto o la tasa de desempleo. Esta especificación
ha permitido estimar adecuadamente la inflación en
muchos países.
4
En abril de 2003 el Banco Central reconoció la
quiebra de Baninter y decidió asumir todos los
pasivos de esa institución, situación que provocó
nuevas presiones inflacionarias al generar un
exceso de liquidez que no pudo ser absorbido por la
actividad económica real del país, la cual se agravó
por la crisis de confianza que generaron las quiebras
así como por la salida de capitales que trajo como
resultado.
A partir de agosto de 2004, las autoridades
monetarias se plantearon una estrategia de reducción
de la liquidez, estableciendo implícitamente un
esquema de metas monetarias, formalizado en enero
Entre un sistema de tipo de cambio fijo y uno flotante existen varias
alternativas, dos de ellas son la flotación sucia y el tipo de cambio reptante.
En el caso de la flotación sucia el tipo de cambio es libre pero las autoridades
intervienen en el mercado de divisas para evitar fuertes fluctuaciones. Bajo
tipo de cambio reptante, este permanece fijo por períodos relativamente
cortos. Ossa (1997)
Artículo 28 de la Ley Monetaria y Financiera No.183-02, del 21 de
noviembre de 2002.
Sin embargo, las estimaciones de la Curva de
Phillips tradicional están sujetas a dos críticas
básicas. Primero, la crítica de Lucas que dice
que los coeficientes de la regresión pueden variar
a lo largo del tiempo. Segundo, la Curva de
Phillips tradicional en ocasiones no se cumple,
encontrándose en algunos países que con brechas
del PIB positivas y bajas tasas de desempleo, la tasa
de inflación ha sido baja.
En un esfuerzo por dar respuestas a las críticas
anteriores, se ha estimado una Curva de Phillips
Neokeynesiana (CPHN), la cual permite, a través
de fundamentos microeconómicos, derivar una
relación entre inflación, expectativas de inflación
futura y un indicador de ciclo. Otros autores añaden
a la CPHN la inflación rezagada para mejorar el
ajuste de la estimación, llamando a esta nueva
versión, CPHN “Híbrida”.
Recientemente, se han utilizado otros enfoques
como el de Edwards (1992) donde se explica la
inflación a través de variables externas como el
En Prazmowski (1996) se analiza como la firma del acuerdo con el FMI en
1991 contribuyó a la estabilidad en el crecimiento de los precios durante los
años posteriores.
Las definiciones de las variables aproximadas se encuentran en el
apéndice 1
Oeconomia
23
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
tipo de cambio y la balanza comercial producto de
la brecha absorción-ingreso de la economía.
Otro enfoque utilizado es el de los desequilibrios
en los mercados monetario, de bienes transables
y laboral basado en Williams y Adedeji (2004).
Este enfoque es el que hemos seleccionado
para este artículo, debido a que nos permite ver
más claramente las implicaciones de la política
monetaria, a través del mercado de dinero. Debido
a la falta de series largas y de alta periodicidad para
República Dominicana, asumimos que el mercado
laboral está en equilibrio.
El modelo teórico utilizado parte de 4 ecuaciones en
base a las cuales se halla el equilibrio del mer-cado
de dinero y del mercado de bienes transables.
En la ecuación (1) el nivel de precios, pt , es definido
como un promedio ponderado de los precios de
los bienes no transables, ptN, y transables, ptT 7. El
parámetro σ es el porcentaje de precios no transables
en el índice de precios.
pt= σptN + (1-σ)ptT (1)
En la segunda ecuación el precio de los bienes
transables en moneda local depende del nivel de
precios externos, ptf , y del tipo de cambio nominal, et.
ptT= et +ptf (2)
La tercera ecuación establece que el precio de los
no transables (ptN) se determina en el mercado de
dinero como la diferencia entre el stock actual de
dinero mt y la demanda real de dinero mtd:
ptN = mt – mtd
(3) Por último, la demanda real de dinero se especifica
como:
mtd = b1yt + b2(rt-rtf) (4)
La demanda de dinero es una función del nivel de
ingreso (yt) y del diferencial de tasas de interés en
moneda doméstica y extranjera (rt-rtf). Se espera
Todas las variables están en logaritmos.
que un incremento del Producto Interno Bruto Real
(PIB) expanda la demanda de dinero y produzca
una disminución en el crecimiento de los precios.
Un incremento en el diferencial de tasas de interés
incrementará la demanda en pesos, reduciendo el
exceso en el mercado de dinero, presionando a la
baja el ritmo inflacionario.
Sustituyendo (4) en (3), se obtiene la ecuación 5.
ptN = mt – (b1yt + b2(rt-rtf)) (5)
Sustituyendo (5) y (2) en (1), se obtiene la ecuación
6:
pt = σ(mt – (b1yt + b2(rt-rtf)) + (1-σ)(et+ptf) (6)
Diferenciando las variables y obteniendo los
residuos de largo plazo del mercado del sector
transable y de dinero (ecuaciones 2 y 4) se halla
la ecuación (7), que representa un modelo de
corrección de errores (ECM):
∆pt = α0 + α1∆pt-i + α2∆mt-i + α3∆yt-i + α4∆et-i +
α5∆pft-i + η1 (mt – (b1yt + b2(rt-rtf))) + η2(-et –(ptptf)) + νt (7)
Según la ecuación a estimar, la inflación dependería
de la inflación en los períodos anteriores, ∆pt-i, ,
del crecimiento de la cantidad de dinero ∆mt-i , del
crecimiento de la actividad económica real, ∆yt-i , de
la tasa de devaluación del tipo de cambio nominal
∆et-i , de la evolución de los precios externos ∆pft-i ,
del desequilibrio en el mercado de dinero mt – (b1yt
+ b2(rt-rtf)), y del desequilibrio en el mercado de
bienes transables (et -pt-ptf). Los coeficientes η1 y
η2 muestran el grado de ajuste transmitido en cada
período a la tasa de inflación.
8
III. Análisis Empírico
En el análisis econométrico tradicional se
relacionaban las variables sin importar si eran
estacionarias o no, produciéndose en muchos casos
estimaciones de relaciones espúreas entre variables,
i es el subíndice que indica cantidad de rezagos
24
debido al hecho de que se relacionaban series
con tendencia en las que ambas iban creciendo o
decreciendo, y al hacer la estimación resultaba en
una alta relación aún sin tener un vínculo teórico.
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
III.2 Mercado de Dinero
La relación de largo plazo de la demanda real de
dinero se estimó utilizando un modelo VAR con
4 rezagos de mt,, pt,, yt,, y (rt-rtf), dando como
resultado:
9
Para corregir este problema se procedió a estimar
ecuaciones de regresión utilizando las variables
en primera diferencia por lo que se perdía mucha
información de las relaciones de largo plazo entre
las series.
Johanssen y Juselius (1991) proponen una solución
a este inconveniente: en primer lugar prueban si
existen una relación de largo plazo entre las series
mediante la prueba de coin-tegración de Johanssen.
Si las series cointegran entonces puede estimarse su
relación de largo plazo.
Los residuos de dicha ecuación se conocen como
mecanismo de corrección de errores (MCE), que
al incorporarlos en la ecuación de corto plazo
permite ajustarla a su nivel de largo plazo. Esta es
la metodología de estimación econométrica seguida
en este artículo.
III.1 Datos y Metodología de Estimación
El período de estimación es de enero- marzo de
1992 a abril – junio de 2006, usando periodicidad
trimestral. (En el apéndice 1 se detallan las series
utilizadas para aproximar las variables teóricas).
Para estimar las relaciones de largo plazo en el
mercado de dinero y de bienes transables, se
aplicaron pruebas de raíces unitarias (ver tabla 1)
y se utilizó el procedimiento de Johanssen (1991)
para estimar los vectores de cointegración de largo
plazo (tablas 2 y 3). Se hicieron además pruebas
de exogeneidad débil. Con los residuos de las
ecuaciones de largo plazo se estimó la ecuación
(7) a través de Mínimos Cuadrados Ordinarios
(MCO) y se obtuvo la ecuación de explicación de
la inflación.
mt = 1.18*pt+0.48*yt + 0.02*(rt-rtf)-5.96 (8)
Al realizar una prueba de restricción se encontró
que la elasticidad-precio no es significativamente
diferente a 1. Asumiendo esta restricción se estima
la siguiente ecuación nuevamente:
mt-p = 0.63*yt + 0.03*(rt-rtf)-5.92 (9)
Los resultados indican que un aumento de 10%
en el PIB real provoca un incremento de 6.3%
en la demanda de dinero real en el largo plazo.
Adicionalmente, una dismi-nución de 10% en las
expectativas de devaluación del tipo de cambio
nominal causa un incremento de la demanda real
de dinero de 0.3%. La significancia del coeficiente
del diferencial de tasas de interés evidencia la
importancia de las expectativas de devaluación en el
mercado de dinero, así como la posible efectividad
que puede tener la política monetaria a través de la
tasa de interés.
La prueba de exogeneidad débil muestra que el PIB
real es débilmente exógeno. Es decir, un choque
en el PIB real causaría un efecto en la demanda de
dinero, pero un choque en la demanda de dinero no
tiene efectos de largo plazo en el PIB real.10
10
El diferencial de tasas de interés resultó no ser
exógeno débil, implicando que un choque en las
expectativas de devaluación tiene efecto sobre la
demanda de pesos y un movimiento de esta última
produce a su vez un efecto sobre las expectativas
de devaluación. Los resultados de la ecuación 8 son
distintos a los obtenidos por Williams y Adedeji
Según el criterio de Akaike
Para ver estudios que analizan la neutralidad en República Dominicana ver
Pérez y Medina (2004) y Sánchez- Fung (1998)
10
Oeconomia
25
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
(2004) quienes obtienen coeficientes positivos
aunque con elasticidades mayores a uno en ambos
casos.
La existencia de un vector de cointegración provee
evidencia de la estabilidad del dinero en nuestro
país. Estos resultados refuerzan los encontrados por
Williams y Adedeji (2004), Carruth y Sánchez-Fung
(2000), Díaz (1999) y Nadal de Simone (2001).
III. Mercado de Bienes Transables
Utilizando la prueba de Johanssen (1991) encontramos
una relación de cointegración en el sector de los
transables (tabla 3). Siguiendo el criterio de Akaike
se seleccionaron 4 rezagos. El vector cumple las
condiciones de normalidad, homocedasticidad y no
autocorrelación de los residuos.
El vector de largo plazo del mercado de bienes
transables, compuesto por el tipo de cambio
nominal, et , los precios domésticos, pt, y los precios
externos, ptf , es el siguiente:
et =1.16* ptT-1.67* ptf
(10)
Las restricciones de elasticidades unitarias no son
rechazadas en ambos coeficientes lo que implica
que, para el período muestral, se cumple la paridad
relativa del poder adquisitivo del dinero (PPA).1111
El cumplimiento de la PPA relativa en República
Dominicana sugiere que el tipo de cambio nominal
estará en equilibrio cuando se ajuste al cambio
de los precios internos y externos. Este resultado
está acorde con lo encontrado por Sánchez- Fung
(1999) quien comprueba la versión relativa de la
PPA y la eficiencia del mercado negro del tipo
de cambio en la República Dominicana y con
Williams y Adedeji (2004) quien encuentra una
relación de equilibrio de largo plazo.
Otros estudios para República Dominicana encuentran resultados similares:
ver Méndez (1996), Sánchez-Fung (2001) y Williams y Adedeji (2004)
11
III. Modelo de Corrección de Errores
El resultado de la estimación empírica del modelo
de corrección de errores de la inflación es el
siguiente:
∆pt = 0.29*∆pt-4 + 0.07*∆mt -0.16*Brecha(yt )
+ 0.26*∆et- 0.12* ∆et -3+0.06*(mt-1–(b1yt-1 + b2
(rt-1-r f t-1)))+0.17*(pt-ptf et)+0.09*dum041+0.05*
dum003 (11)
R2= 0.84 DW= 1.77 SEC= 0.016
Jarque Bera =0.51 LM(4)=0.745
ARCH(4)=0.61 Período : 1992 :1 - 2006 :1
El crecimiento del índice de precios de un trimestre
a otro es explicado en un 84%, según el modelo,
por el crecimiento de la emisión monetaria y la
brecha del producto en el trimestre, la tasa de
devaluación del tipo de cambio en el trimestre y en
tres trimestres anteriores, por los desequilibrios del
período anterior en los mercados monetarios y de
productos transables, y por dos variables dummies,
una en el primer trimestre de 2004 que refleja el
cambio estructural producido a raíz de la crisis
bancaria 2003 y una en el tercer trimestre de 2000
que recoge el efecto del ajuste en el incremento de
los precios internacionales del petróleo.
Un incremento de la emisión en un trimestre tiene
dos efectos sobre la inflación: el primero es un
efecto directo, donde un crecimiento de 10% en la
emisión provoca un aumento de precios en 0.7%,
y el segundo, un efecto indirecto que depende
del nivel del exceso o carencia de dinero en el
mercado monetario. En este sentido, un aumento
de 10% en la emisión provoca un incremento
en los precios de 0.6% en el próximo trimestre,
siempre y cuando el mercado monetario esté en
equilibrio y la demanda de dinero no varíe. Si
hay exceso de liquidez este efecto indirecto es
aún mayor.
Este resultado es consistente con el encontrado
en Díaz (1999) quien, utilizando una muestra con
datos trimestrales de 1990-1998, encuentra una
elasticidad dinero (M1)-precios de 0.10, indicando
26
que un aumento de 10% en el agregado monetario
M1 provoca un incremento en el nivel de precios
de 1% en el trimestre.
El tipo de cambio muestra un traspaso sobre la
inflación a través de tres efectos, dos directos y
uno indirecto. Un incremento de 10% en la tasa
de cambio provoca un incremento de 2.6% en
los precios en el trimestre y una disminución de
1.2% tres trimestres después, evidenciando una
sobre reacción en el corto plazo.
La magnitud final de ese efecto inicial del tipo de
cambio dependerá del desequilibrio en el mercado
de bienes transables. Si el mercado está en equilibrio
la devaluación inicial de 10% provocará un aumento
de 1.7% en los precios el próximo trimestre. Si la
tasa de cambio está debajo del equilibrio el efecto
indirecto será menor, y lo contrario si la tasa de
cambio está subvaluada.
Este alto traspaso del tipo de cambio coincide
con estudios anteriores como Díaz (1999), quien
encuentra un coeficiente de traspaso de 14% en un
trimestre, usando datos de 1990-1998. GonzálezLora (2000) encuentran un pass-through anual
de 55% con datos de 1976-1999. Williams y
Adedeji (2004) muestran un coeficiente de 37%
en el trimestre con datos de 1992-2002 y Vásquez
(2005) que utilizando datos mensuales, muestra
que el impacto inmediato del incremento de 1%
en el tipo de cambio nominal es de un aumento
de 0.08% en el nivel de precios, alcanzando hasta
0.21% dos meses después de que ha ocurrido
la variación en el tipo de cambio nominal. En
el largo plazo, este impacto podría llegar hasta
0.82%.
La brecha del PIB resultó no significativa, aunque
con el signo correcto.12 Un aumento del PIB real
manteniendo constante el PIB potencial, tendría
efectos negativos directos sobre la inflación en el
trimestre y conduciría a un aumento de la demanda
de dinero provocando un efecto de reducción en los
precios en el próximo, ceteris paribus.
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
El coeficiente de η 1 =0.06 indica que un
desequilibrio en el mercado de dinero de 10%
provocado por un choque del PIB real o de las
expectativas de devaluación incrementa el nivel
de precios en un 0.6% en el próximo trimestre
y que si las autoridades no inter-vienen en el
mercado, los precios retomarían su senda de
equilibrio en 4 años.
El coeficiente de η 2 =0.17 indica que un
desalineamiento del tipo de cambio nominal de
10% provoca una inflación de 1.7% en el próximo
trimestre, y si todo permanece constante, los precios
se ajustarían en un año y 6 meses aproximadamente,
a su tendencia de largo plazo.
III. Pronósticos
Al realizar los pronósticos de inflación para
2006 y 2007 se utilizó la ecuación 11, tomando,
como supuesto de la emisión monetaria, la meta
establecida en el Acuerdo Stand- By con el FMI.
Para los supuestos de las variables externas,
se utilizaron las proyecciones del FMI. Para el
pronóstico de tasa de cambio se tomó el supuesto
del programa monetario. Para el PIB real se utilizó
un modelo alternativo consistente con los supuestos
del FMI, mientras que para la tasa de interés se
utilizó un modelo Arima (1,1,1). Las proyecciones
dentro de muestra son mostradas en el gráfico 2.
El alto nivel de predictibilidad se debe a que se
utilizaron como supuestos los datos efectivos, por lo
que eso sesga positivamente los pronósticos dentro
de muestra.13
Las proyecciones trimestrales de la inflación
arrojan tasas entre 5.12% y 7.12% para 2006 y
entre 5.02% y 8.42% para 2007. Se realizaron,
además, pruebas dentro de muestra con distintos
modelos ARIMA de series de tiempo, encontrando
menor error de pronóstico en las proyecciones
arrojadas por este modelo.
Oeconomia
27
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
IV. Conclusiones e Implicancias de Política
Monetaria
El modelo estimado provee importantes resultados
para fines de política monetaria. El análisis en el
mercado monetario confirma la estabilidad de la
demanda de dinero en el largo plazo encontrada en
estudios mencionados anteriormente.
Una demanda de dinero estable en el largo plazo permite
a las autoridades contar con mayor conocimiento
acerca de la situación del mercado monetario,
condición clave en un esquema de metas monetarias.
En adición, la estabilidad de la demanda de dinero
permite al banco central realizar mejores pronósticos
de la inflación y ser más efectivo en la consecución
de su objetivo de estabilidad de precios.
La demanda de dinero depende positivamente de
la actividad económica real y de las expectativas
de devaluación del tipo de cambio, estas últimas
representadas por el diferencial de tasas de interés
doméstica y externa. Un mayor crecimiento
económico y expectativas de devaluación más
estables conducen a un aumento de la demanda
de dinero, reduciendo el exceso monetario en el
mercado y causando una disminución en el ritmo
inflacionario, siempre y cuando la oferta mo-netaria
se mantenga constante.
La significancia del diferencial de tasas sugiere la
eficacia que puede tener la política monetaria, en
afectar el mercado de dinero y la inflación, mediante
la tasa de interés de política y su efecto en las tasas
de interés del mercado.
En la segunda parte de las estimaciones se
evidencia la existencia de un mercado eficiente de
productos transables, en el cual la tasa de cambio
se ajusta al diferencial de tasas de inflación, lo que
permite determinar el tipo de cambio de equilibrio.
Si el tipo de cambio está más depreciado de lo que
indica su nivel de equilibrio causaría inflación, y
lo contrario si hay una sobreapreciación del tipo
de cambio, manteniendo todo los otros factores
constantes.
Los resultados del modelo de corrección de errores
para determinar la inflación nos indica dos clases
de efectos: los directos e indirectos. Los directos
vienen dados por un traspaso de la devaluación a la
tasa de inflación de un 26% en el mismo trimestre y
por un incremento de 0.07% en la inflación cuando
aumenta la emisión monetaria en un 1%.
Los efectos indirectos vienen dados a través del
desequilibrio en el mercado monetario y de bienes
transables, una disminución del crecimiento económico
y del diferencial de tasas de interés interna y
externa al igual que un aumento de la emisión
monetaria, aumentan los excesos monetarios e
incrementan la inflación. Una devaluación del tipo
de cambio aumenta el desequilibrio cambiario y
causa presiones inflacionarias.
Un aspecto importante a destacar es la significancia
de los desequilibrios en los mercados, lo que
implica que aún con todo lo demás constante la
sola existencia de desequilibrios en los mercados
causaría presiones inflacionarias al alza o a la baja,
según exista exceso o carencia en los mercados.
Finalmente, el modelo empleado permite comprobar
que los supuestos de inflación para el año 2006
planteados en el Acuerdo Stand-By con el FMI son
consistentes con las metas monetarias, debido a que
los pronósticos nos brindan tasas de inflación por
debajo de la estimada. Para el año 2007 se prevé un
ligero incremento en la tasa de inflación comparada
con la de 2006, debido a una devaluación esperada
de la tasa de cambio y a expectativas de un menor
crecimiento económico.
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Banco Central de la República Dominicana
30
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
Apéndice 1
Variables Utilizadas como Proxys en las Estimaciones y Fuentes de los Datos
ptN Indice de Precios al Consumidor de República
Dominicana Fuente: BCRD.
yt Producto Interno Bruto Real Encadenado
(SCN93). Fuente: BCRD.
ptf
Indice de Precios al Consumidor de Estados
Unidos Fuente: Bureau of Labor Statistics.
rt Tasa de interés pasiva a 90 días nominal
doméstica Fuente: BCRD.
mt Emisión monetaria.
Fuente: BCRD.
rtf et Tasa de interés nominal certificados de
participación a tres meses en Estados Unidos
en US$. Fuente: www.economagic.com
Tipo de cambio nominal venta extrabancario
Fuente: BCRD.
Hiperinflación, Autonomía y Estabilidad de Precios
Por: Evelio Paredes Encarnación
Introducción
El interés principal del artículo es mostrar las
consecuencias en términos de inflación del
financiamiento del déficit gubernamental por parte
del banco central, así como explicar los beneficios
intertemporales que genera tener un banco central
autónomo y que opere bajo políticas de reglas.
Se analizan los distintos niveles que puede alcanzar
la inflación debido a su duración y magnitud,
y se detalla de manera especial el caso de la
hiperinflación, que es un fenómeno relacionado
directamente con la emisión de dinero sin respaldo
por parte del banco central, se detallan los casos
más conocidos en la literatura económica sobre
este episodio, las corrientes de política económica
que existen y medidas que se consideran necesarias
para su erradicación.
31
cuyo efecto en los precios es sostenido, en su parte
la magnitud, hace referencia al nivel que alcanza
la inflación en un periodo determinado de tiempo,
por lo general un año.
La literatura económica clasifica la inflación
en cinco tipos, dependiendo de su duración y
magnitud:
Inflación esporádica: Es ocasionada por factores
independientes a la economía y no dependen
del nivel de inflación interna. Esta es fácil de
controlar.
Inflación Baja: Esta oscila entre 0 a 4 por ciento
anual, es causada por movimientos de la oferta y
demanda agregada.
Inflación moderada: Cuando el alza de los
precios sigue una tendencia creciente gradual, con
variaciones anuales de entre 5 y 15 por ciento.
Procedemos a detallar el agotamiento del modelo
de control de los precios, dando paso a una nueva
legislación que permita al banco central formular
una política monetaria con objetivos precisos y la
necesidad de tener un banco central autónomo para
lograr la estabilidad de precios en un horizonte de
largo plazo.
Inflación Crónica: inflación que oscila entre
15 a 40 por ciento anual, esta es muy común en
economías altamente indexadas.
En la sección 1 se aborda el origen, las corrientes
de pensamiento, la experiencia internacional
y cómo se ha superado la hiperinflación, en la
sección 2 se trata el caso de Zimbabwe que es
el más reciente, en la sección tres se analiza la
importancia de la autonomía del banco central
para lograr la estabilidad de precios y finalmente
en la sección cuatro se trata la experiencia de la
República Dominicana en materia de inflación y
se presentan las conclusiones.
I. Hiperinflación: Características y Experiencia
Internacional
La inflación se define como el cambio porcentual
del nivel general de precios entre dos periodos.
Sobre la misma se deben hacer dos distinciones
importantes: Duración y magnitud de la inflación.
La duración se refiere a si es causada por un choque
transitorio, por ejemplo, el aumento en un momento
del tiempo de los precios internacionales del
petróleo, o si su origen es un choque permanente,
Hiperinflación: Este es un episodio extremo en
donde la inflación mensual ha sido mayor al 50
por ciento o equivalente a un incremento del nivel
general de precios de alrededor de 13,000 por
ciento anual.
El origen de la hiperinflación data de finales de la
primera guerra mundial. Cuando Estados Unidos
adoptó el patrón oro, países como Hungría, Polonia,
Austria y Alemania siguieron con monedas sin
respaldo e imprimieron este tipo de moneda para
financiar sus déficits gubernamentales, provocando
la depreciación de su numerario y generando
hiperinflación en sus economías.
Phillip Cagan (1956) fue quien introdujo este
criterio formalmente. Una de las principales
característica del análisis de Cagan es que bajo las
32
condiciones de hiperinflación, los movimientos
en los precios son de una magnitud mucho más
grande que los movimientos en los agregados
macroeconómicos reales “relations between
monetary factors can be studied, therefore, in
what almost amounts to complete isolation from
the real sector of the economy” (Cagan 1956,
p. 25), además, concluye que el financiamiento
de grandes e insostenibles déficits fiscales con
emisión monetaria por parte del banco central es
la única causa, empíricamente sustentada, por la
cual una economía puede experimentar periodos
de hiperinflación.
En América Latina este fenómeno prevaleció a
finales de los 80’s donde países como Bolivia,
Nicaragua, Chile, Brasil, Argentina, México y Perú
alcanzaron tasas de crecimiento de los precios por
encima de 2,000 por ciento.
Para detener la hiperinflación se conocen dos
corrientes de política económica: 1) la heterodoxa
y 2) la ortodoxa. La heterodoxa se fundamentaba
en la generación de credibilidad en el público y la
certeza de que el banco central no financiaría más
el déficit presupuestario del gobierno emitiendo
dinero. Estos programas se experimentaron en
Perú, Argentina y Brasil. Mientras que la corriente
ortodoxa recomendaba principalmente un estricto
control de precios, mejores políticas comerciales y
el estricto equilibrio fiscal.
Las políticas ortodoxas detuvieron la hiperinflación
en las economías europeas, mediante la adopción
de políticas de estabilización del tipo de cambio,
que restablecieron la convertibilidad de la moneda
doméstica en términos del dólar o del oro y la
reducción del déficit presupuestario. Esto hizo
posible el aumento de la credibilidad del público
acerca de la independencia del banco central y su
compromiso legal de rechazar las peticiones de
financiamiento del déficit del gobierno mediante
créditos, contribuyendo a la erradicación de la
hiperinflación.
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
Sargent (1982), resalta la importancia de la señal
que indicó el cambio de régimen en esos países y la
importancia preponderante que juega la formación
de las expectativas de los agentes económicos.
Cita como requisito fundamental para alcanzar
la estabilidad, un ajuste en el balance fiscal y una
coordinación permanente de la política monetaria
y fiscal.
La reducción sustancial en el déficit fiscal, las
reformas monetarias llevadas a cabo y la fijación
del tipo de cambio fueron aspectos cruciales
para el éxito de las políticas de estabilización
de las economías que experimentaron episodios
de hiperinflación. Dentro de las características
principales y comunes evidenciadas en los procesos
de estabilidad tras altas inflaciones (hiperinflación)
según Sargent (1982) son:
• Drásticas medidas fiscales y monetarias, en
cuanto a reducción del déficit fiscal y restricción
de la emisión monetaria.
• Rápida y repentina estabilización del nivel de
precios tras los ajustes en la política económica.
• Rápido aumento de los agregados monetarios
respaldados con activos extranjeros tras el
término de la hiperinflación.
La mayor parte de los países adoptaron estrategias
de estabilización basadas en un ancla cambiaria. Sin
embargo, una serie de crisis financieras sistémicas
provocaron el derrumbe de los regímenes de tipo
de cambio fijo, provocando en algunos casos
grandes crisis de balanza de pagos, como los casos
de Argentina en 1989 y México en 1994-95.
Las transiciones desde regímenes de tipo de cambio
fijo a tipos de cambio flexibles fueron traumáticas
y costosas, causando devaluaciones rápidas y
repentinas. Para restablecer un ancla nominal en
varios países de América Latina, fue necesario
fijar metas de inflación, donde la nueva legislación
permitiera al banco central formular una política
monetaria con objetivos precisos, basada en un
Oeconomia
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
proceso de decisión independiente y transparente
y sujeta a estrictas normas de rendición de cuentas.
Este nuevo enfoque permitió al público anticiparse
a las medidas de política y reestablecer la confianza
en la autoridad monetaria.
II. Resurgimiento de la Hiperinflación en la
Actualidad (El Caso de Zimbabwe)
La hiperinflación, que se había considerado
extinta, ha resurgido, en Zimbabwe, en el África
subsahariana. Esta región ha experimentado
un periodo de rápido crecimiento desde el año
2000 (ver Gráfica I) debido al crecimiento en la
producción de petróleo, aumento en la inversión
doméstica y en la productividad, influjos de
capitales extranjeros y alivio de la deuda pública.
Los sectores de minería, agrícola y turismo son
las fuentes principales de ingreso de Zimbabwe,
siendo el mayor socio comercial de Sudáfrica en
todo el continente.
33
Es claro ver cómo a pesar del crecimiento y
estabilidad macroeconómica en que se encuentra
la región, la economía de Zimbabwe ha alcanzado
niveles record de inflación en la historia, debido
a la emisión de dinero para el financiamiento
gubernamental.
Según Rosende (1997), la existencia de altas
y variables tasas de inflación puede explicarse
como el resultado del intento de los gobiernos por
conquistar ciertas ganancias reales de corto plazo,
a través, de una política monetaria expansiva.
III. Inflación y Autonomía del Banco Central
Las altas tasas de inflación y desequilibrios
fiscales en la década de los 1980, dieron paso a una
serie de reformas económicas, entre estas las que
proponían la autonomía del banco central como
principal herramienta para garantizar la estabilidad
de precios.
El banco central de Zimbabwe realiza avances
de efectivo al gobierno semanalmente para
financiamiento, este detuvo la publicación de los
datos de inflación desde enero 2008 siendo un
100,580.2% el dato oficial de inflación interanual
a enero 2008, 11,378,472,550.24 dólares de
Zimbabwe por un dólar de EUA a junio 2008 el tipo
de cambio y 8,500% la tasa de interés Overnight.
Por su parte, la deuda doméstica del gobierno se
encuentra alrededor de 653% del PIB. La gráfica
II muestra la tasa de inflación a final de periodo de
Zimbabwe de acuerdo con los datos del FMI.
Este nuevo enfoque institucional surge, tras
reconocer lo difícil que ha sido para las economías
mantener tasas de inflación bajas, cuando las
autoridades aspiran a un nivel de producto superior
al natural. Además, una alta tasas de descuento
de las autoridades para mantener la estabilidad
monetaria representa una potencial amenaza.
La opción de dar autonomía al banco central
encontró un apoyo importante en la experiencia del
Banco Central de la República Federal de Alemania
(Bundesbank). Esta indicaba que los bancos de las
principales economías industrializadas realizan
34
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
una labor de estabilización sobre un conjunto de
variables objetivo, lo que haría necesario tener un
marco institucional que validara la aplicación de
dichas políticas.
A continuación se presenta un esquema propuesto
por Pérez et al. (2007), donde se resumen los
principales componentes de la independencia de
un banco central.
Según Carstens y Jácome (2005), la reforma de
un banco central debe estar enfocada en cuatro
objetivos principales, los cuales podrían tener
distintos niveles de prioridad según el país:
El otorgamiento de autonomía a la política
monetaria tiene por finalidad enfocar su gestión en
un horizonte de largo plazo e independiente a los
gobiernos de turno y concentrarlo idealmente en
un único objetivo que es la estabilidad de precios.
Una basta literatura así lo sustenta, siendo el índice
de autonomía de Cukierman (1992) uno de los
trabajos más importantes al respecto.
• Misión Clara: El banco central debe procurar
la estabilidad de precios como el objetivo único,
más que el crecimiento económico como solía
ser.
• Autonomía Política: Para que el banco
central pueda formular la política monetaria de
manera independiente, además, establecer los
procedimientos y requisitos para el nombramiento
de sus ejecutivos como criterio fundamental de
la administración del banco central.
• Autonomía operacional: Que incluya de
forma explícita que el banco central, de manera
autónoma, determinará los instrumentos a utilizar
para conducir la política monetaria, con autoridad
de fijar la tasa de interés sin intervenciones del
gobierno y estrictas limitaciones para financiar
déficit fiscal o más bien prohibirlo.
• Rendición de cuentas: Respecto al logro de
las metas de inflación, para fines de reducir
la incertidumbre en la política monetaria bajo
coyunturas políticas, como por ejemplo ciclos
electorales.
El índice de Cukierman realiza un análisis para
países desarrollados sobre la correlación que existe
entre el grado de autonomía del banco central y el
nivel y volatilidad de la inflación, los resultados
indican que un bajo nivel de independencia del
banco central está asociado a un nivel promedio
y varianza mayor de la inflación en estos países.
Además, Jácome y Vásquez (2005) muestran
esta correlación negativa para el caso de América
Latina, sobre todo en los países que han adoptado
regímenes de metas de inflación.
La autonomía del banco central en este índice se
mide en una escala de 0 a 1, donde el uno (1) indica
la máxima autonomía del Banco Central. El gráfico
IV muestra que para el periodo de 1980-1990 los
países con menor grado de autonomía en sus bancos
centrales, mostraban las mayores tasas de inflación
y más volátiles, en contraste con los países con
bancos centrales con alto grado de autonomía que
mostraban bajas tasa de inflación y una significativa
reducción en la volatilidad de la inflación.
Oeconomia
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
35
de bajos niveles de inflación en el largo plazo,
prestan atención a otros beneficios de corto plazo,
generando así un “sesgo inflacionario”.
Como muestran Barro y Gordon (1983), la política
discrecional es temporalmente inconsistente
en la formulación de la política monetaria, ya
que el banco central tiene una tentación para
no cumplir la regla anunciada una vez que los
agentes económicos creyeron en la medida
propuesta, restando coherencia y credibilidad a la
programación de la política monetaria.
Una vez otorgada la autonomía al banco central,
surge la necesidad de seleccionar una política
monetaria óptima que se circunscriba en la
búsqueda de un objetivo inflacionario de mediano
plazo como elemento central de la política
monetaria.
Reglas vs Discreción
Existen varias opciones para el manejo de la
política monetaria, donde han surgido distintos
argumentos sobre su efectividad dentro de
los economistas, se ha planteado acerca de la
conveniencia de que el banco central adopte una
política monetaria discrecional o por el contrario
una política de reglas.
Quienes proponen la política monetaria discrecional,
argumentan sobre la importancia de contar con
cierta flexibilidad como medio para mantener un
ambiente de incertidumbre controlado. Desde su
perspectiva, como las economías están expuestas
a choques inciertos e inesperados, es conveniente
contar con cierta discreción en la implementación
de la política monetaria. Además, argumentan
que al renunciar a la flexibilidad, el banco central
seria incapaz de reaccionar frente a los trastornos
monetarios, a los cambios estructurales, ni poder
tomar en cuenta las diferentes condiciones y
complejidad de la economía.
Los bancos centrales que hacen política monetaria
discrecional, a pesar de reconocer los beneficios
La literatura de la inconsistencia temporal de la
política monetaria discrecional considera que
la solución de este problema de optimización
dinámica para la eliminación del sesgo inflacionario
es la política de reglas. Además, plantea que
la autonomía del banco central conduciría a
disminuir la inflación y lograr mayores beneficios
intertemporales, por ejemplo, la disminución de
las expectativas inflacionarias.
Taylor (1993), establece que una política monetaria
de reglas, no es necesariamente una fórmula
mecánica, sino más bien un compromiso del
banco central de cumplir siempre su objetivo. En
el sentido de que una regla, reflejar una respuesta
sistemática por parte de la autoridad monetaria
frente a cambios en la trayectoria de las variables
objetivo de la autoridad. Esto a diferencia de
un esquema “discrecional”, donde la autoridad
monetaria resuelve período a período cuál es la
estrategia a seguir.
Rosende (2002), establece que las razones que
justificarían el compromiso del banco central con
cierto objetivo inflacionario son básicamente tres:
1. La política monetaria opera con rezagos,
por lo que no tiene sentido establecer metas
contemporáneas de inflación.
2. Los choques reales que afectan las economías,
pueden alterar temporalmente la tasa de
inflación y el nivel de producto de sus niveles
de equilibrio inicial.
36
3. En el corto plazo la política monetaria puede
estabilizar la oferta agregada.
En el caso de que el banco central no cuente con
un procedimiento que asegure el compromiso del
banco central a una determinada regla, lo que se
plantea es una aproximación a ésta. Es decir, que
la autoridad reaccione de un mismo modo frente a
situaciones similares.
De acuerdo con Rosende (2002), Para fines de
utilizar como estrategia de política monetaria una
regla tipo Taylor para una economía pequeña y
abierta, en términos prácticos es necesario tomar en
consideración ciertos aspectos. Primero se supone
que existe una medición confiable del nivel o tasa
de crecimiento del producto potencial, en especial
para este tipo de economías que están expuestas
a frecuentes y fuertes choques reales, los cuales
tienden a desviar las perspectivas de crecimiento
de mediano. Además, las recomendaciones de
política que entrega este tipo de regla es altamente
sensible al tipo de metodología que se utiliza para
estimar el producto potencia McCallum(1999).
Woodford (2001), muestra que esta tipo de regla
supone que cierta estabilidad en el tiempo del
producto potencial y de la tasa de interés real de
equilibrio o natural , si esto es así resulta fácil
determinar cuando existe una brecha de producto
mayor a cero y el signo de la política monetaria.
Sin embargo, en la práctica estas variables no
tienden a ser estables lo que hace compleja la
aplicación de la regla. Lo que se recomienda es
actuar gradualmente a los cambios que muestre
el producto y la inflación, para así crear un marco
más adecuado y una visión más correcta en cuanto
al sentido y densidad de la política monetaria.
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
en consideración la varianza de esta, dividimos
los datos en cuatro subperiodos, el primer periodo
comprende de 1980 a 1991 esto por ser considerado
el más volátil y de tasa de inflación más elevadas,
el segundo esta comprendido desde en último
trimestre de 1991 hasta el último de 2002, en
este periodo el nivel y varianza de la inflación
se consideran estables, colocándose incluso por
debajo del promedio anual de los países de Centro
América, el tercer periodo en consideración es el
2003-2004, este se caracterizó por una alta tasa de
inflación e inestabilidad macroeconómica, fruto
de una fuerte crisis bancaria, y por último desde
el primer trimestre de 2005 hasta el segundo
trimestre de 2008 donde la inflación retoma una
tendencia relativamente baja y estable, a pesar de
los desalineamientos de los precios externos.
En el periodo 1980-1991, la República Dominicana
promedió 31 por ciento de inflación trimestral
anualizada, alcanzando su punto máximo, 81 por
ciento en marzo de 1991, a pesar de ello la economía
crecía en promedio 2.2 por ciento trimestral. La
inflación es considerada como crónica para ese
periodo por problemas económicos estructurales y
al tener un mercado laboral débilmente organizado
los efectos distributivos de la inflación afectaban
fuertemente el salario mínimo real.
IV. Experiencia de República Dominicana
Para analizar el caso dominicano resulta
interesante detenerse a ver los datos de inflación y
su evolución en el tiempo (ver gráfica V), tomando
En el segundo periodo, la economía experimentó
una serie de reformas estructurales en los sectores
productivos nacionales y apertura comercial,
ubicando a la República Dominicana en niveles de
Oeconomia
37
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
inflación moderada en promedio entre 7 y 8 por
ciento anual, menor que la promedio anual de los
países centro americanos que se mantuvo sobre
los dos dígitos. Esto así hasta el año 2003 y 2004,
cuando la economía sufre una profunda crisis
financiera, la cual causa que la tasa de inflación
alcance un promedio de 40 por ciento y con un
máximo de un 62 por ciento en el segundo trimestre
de 2004, destacándose como principales factores
una alta volatilidad en el tipo de cambio, salida
repentina de capitales, deterioro en los términos de
intercambio, aumento en la tasa de riesgo país y
fuerte déficit fiscal.
Esto reduciría la incertidumbre en los mercados y
de la economía como un todo, contribuyendo a que
los agentes económicos anclen sus expectativas
de inflación con los objetivos del banco central y
consolidaría las bases para la sostenibilidad de los
precios en el tiempo.
La inflación retoma su tendencia a partir 2005 y
2006 luego de la crisis bancaria, periodo cuando
promedió entre 5 y 6 por ciento, hasta que en el
2007 la economía mundial experimentó fuertes
choques inflacionarios debido a los altos precios
internacionales del petróleo y de las materias
primas, además del debilitamiento del dólar a
niveles record, la República Dominicana, ha
soportado un gran peso por el aumento de los
precios de los productos básicos cotizados en
dólares vía inflación importada.
Estas presiones inflacionarias en la economía han
arrastrado la inflación fuera de los pronósticos
del banco central, quien ha aplicado una política
monetaria restrictiva con aumentos de las tasas de
interés e intervenciones en el mercado de divisas.
Bajo este escenario, estas intervenciones en los
mercados, con el fin de proteger la competitividad
de los países, dificultan más el control de la
inflación, resta coherencia y credibilidad al banco
central y la eficacia en la política monetaria. Sin
embargo, permitir la apreciación del tipo de cambio
perjudica al sector transable, pero es coherente
con la política antiinflacionaria de la autoridad
monetaria.
Conclusión
Consideramos necesario que los bancos centrales
actúen de manera coherentemente frente a los
choques externos, bajo su único y explícito
objetivo de mantener la estabilidad de precios
en un horizonte de largo plazo, sin dejarse tentar
por conseguir algún tipo de objetivo distinto en
el corto plazo, para evitar de esta forma, crear
sesgos inflacionarios. En este sentido, los bancos
centrales, deben diseñar e implementar la política
monetaria libre de la predominancia del gobierno ni
de sectores de poder y explicar mejor las medidas
que tomen para controlar la inflación.
En el contexto actual de altos precios del petróleo
y de influjos de capitales que tienden a apreciar
las monedas locales en muchos países, los bancos
centrales han optado por intervenir en los mercados
de divisas y aumentar sus tasas de interés, atrayendo
con esto más capitales.
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Incertidumbre Inflacionaria y Asimetrías de los Shocks de
Inflación: El Caso de República Dominicana (I)
Por José Antonio Pellerano
I. Introducción
Existe consenso entre los economistas sobre la
relación positiva entre el nivel de la inflación y
la incertidumbre inflacionaria. Ahora bien, este
consenso se ha basado más en la evidencia empírica
que en fundamentos teóricos establecidos.
Entre los argumentos más conocidos sobre esta
relación se encuentra el de Friedman (1976) en
su disertación Nobel: “Un incremento importante
de la inflación produce fuertes presiones para
contrarrestarla. La política se mueve de una dirección
a otra, fomentando una amplia variación en el nivel
actual y anticipado de la tasa de inflación…”,
generando de esta forma incertidumbre inflacionaria,
y por consiguiente, una correlación positiva entre
ésta y el nivel de inflación.
Por su lado, Ball (1990) formaliza esta relación
mediante un modelo de política monetaria en el
contexto de un juego repetido entre la Reserva
Federal y el público. La idea es la siguiente: cuando
la inflación es baja, existe el consenso de que el la
autoridad monetaria tratará de mantener un nivel
bajo. Pero cuando la inflación es alta, los hacedores
de política se enfrentan con el dilema de si desinflar
a pesar de la recesión que conlleva. Como el público
no conoce las preferencias de las autoridades
monetarias a cargo, desconoce si efectivamente la
desinflación tendrá lugar. A esto habría que agregar
también la incertidumbre misma de los efectos de
corto plazo de la política monetaria sobre la inflación
tanto en términos del tamaño como del momento de
impacto que es independiente de si se conoce o no
con certidumbre el stance de la política
Ante de continuar es apropiado aclarar la diferencia
entre la volatilidad de la inflación y la incertidumbre
inflacionaria. La primera es un concepto ex – post
calculada generalmente como la varianza o la
desviación estándar de la tasa de inflación durante
un período de tiempo dado. Por otro lado, la
incertidumbre inflacionaria es un concepto ex – ante
que depende del proceso generador de expectativas
de los agentes.
39
Como señala Evans (1991), si los agentes
tienen poca información, podrían ver el futuro
con mucha incertidumbre a pesar de que el
econometrista observara poco volatilidad ex –
post en la inflación actual. Lo contrario ocurriría
si a pesar del econometrista haber observado un
gran variabilidad de la inflación, esta variabilidad
estuviera acompañada de poca incertidumbre
debido a la disponibilidad de información previa
por parte de los agentes sobre cambios en la
política monetaria, por ejemplo.
El presente trabajo tiene dos objetivos principales:
primero, estudiar la relación entre la inflación
y la incertidumbre inflacionaria para el caso de
la República Dominicana; en otras palabras,
queremos testear la hipótesis de que el nivel de
inflación ayuda a predecir la varianza condicional
de la inflación. Y segundo, verificar la existencia
de efectos asimétricos de shocks de inflación:
¿tienen shocks positivos el mismo efecto que
shocks negativos sobre la varianza estimada?
En la siguiente sección hacemos un breve
resumen de la literatura, centrándonos en la
evidencia empírica latinoamericana. La sección
III incluye tanto la metodología y los resultados
correspondientes a las diferentes especificaciones
del modelo. La sección IV concluye y plantea
posibles extensiones al presente trabajo.
II. Resumen de la Literatura
1 Efectos de la Incertidumbre Inflacionaria
Gobb (1994) clasifica las consecuencias de la
incertidumbre inflacionaria en efectos ex – ante
y efectos ex – post. Los primeros provienen de
las decisiones que implican anticipar el nivel de
inflación futura y que llevan a los agentes a tomar
decisiones distintas a las que hubieran tomado en
ausencia de incertidumbre. Los efectos ex – post
ocurren una vez la proyección de inflación ha sido
realizada y la misma difiere del nivel de inflación
actual.
40
Los efectos ex – ante actúan a través de tres
canales. El primero es mediante el incremento
de las tasas de interés de largo plazo, incremento
que desincentiva la inversión en capital por parte
de las empresas y el consumo de bienes durables
por parte de las familias. El segundo canal es la
incertidumbre que causa sobre las tasas de interés
y otras variables económicas; este canal se refleja
generalmente sobre los contratos nominales no
indexados a la inflación provocando incertidumbre
sobre el valor real de pagos futuros lo que provocará
una disminución de la actividad económica. Por
último, la incertidumbre inflacionaria insta a las
empresas a destinar recursos para evitar los riesgos
de la inflación futura.
En cuanto a los efectos ex – post, estos se refieren
a la redistribución de la riqueza producto de los
contratos no indexados a la inflación que tiene lugar
cuando el nivel de inflación difiere del proyectado
por los agentes. La transferencia de riqueza de
empleados a empleadores y la de prestatarios a
prestamistas cuando la inflación es más alta que
la pronosticada son ejemplos importantes de este
efecto.
2 Evidencia sobre Incertidumbre Inflacionaria
y Efectos Asimétricos
La literatura empírica sobre el proceso inflacionario
es extensa. En el siguiente trabajo hacemos una
breve reseña sobre los trabajos realizados para los
países de la región.
Uno de los primeros trabajos sobre incertidumbre
inflacionaria aplicados a países de América Latina
es el estudio de Grier y Grier (1998) para México,
1960 – 1997. Encuentran evidencia a favor de la
hipótesis de Friedman de que mayores niveles
de inflación incrementan su varianza condicional
aunque no tratan el tema de la asimetría de los
shocks.
En el caso de Chile, Johnson (2002) con
información mensual para el período 1933- 2001
también presenta resultados consistentes con la
hipótesis. Emplea para ello una gran variedad de
modelos: simétricos, asimétricos y no lineales. Los
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
resultados sugieren además que shocks positivos
incrementan más la incertidumbre inflacionaria
que shocks negativos de igual magnitud.
Solera (2002) analiza el proceso inflacionario para
Costa Rica durante el período 1954 – 2002. Las
inferencias sobre la correlación positiva entre el
nivel de inflación y la varianza condicional de
la misma y los efectos asimétricos de los shocks
inflacionarios se derivan de los modelos GARCH
y TARCH estimados. Las gráficas de la varianza
estimada muestran como durante la crisis de la
deuda (década 80) la incertidumbre se mantiene en
niveles históricamente altos a pesar de que el nivel
de inflación había disminuido considerablemente
lo que evidencia de que el impacto de shocks
negativos son menores que el impacto de shocks
positivos.
Por otro lado, Bello y Gámez (2006) estudian la
evolución de la inflación mensual para el período
comprendido entre 1974 – 2006. Al igual que los
trabajos anteriores no rechazan la hipótesis de
que mayores niveles de inflación incrementan la
volatilidad inflacionaria y de efectos asimétricos
de los shocks. Al igual que en el caso de Costa Rica
la incertidumbre inflacionaria alcanza su máximo
en la segunda mitad de la década 80 y exhibe una
tendencia hacia la baja a partir de entonces.
Por último, Fernández (2000) para el caso de
Paraguay y los años 1965 – 1999 obtiene resultados
a nivel cualitativo muy similares. En los resultados
del modelo GARCH resalta la importancia de la
varianza estimada en la predicción del nivel de
inflación, y en el modelo TARCH, el mayor efecto
sobre la incertidumbre de shocks positivos.
III. Metodología y Resultados
Dos estrategias comunes para estimar la
incertidumbre inflacionaria han sido la estrategia
de encuestas y la estrategia de modelos de
pronóstico. Como su nombre lo indica la primera
utiliza encuestas realizadas a consumidores y
economistas. Una aproximación para medir
la incertidumbre inflacionaria a partir de las
Oeconomia
41
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
encuestas es pedir al encuestado un rango sobre
sus expectativas de inflación y ver que tanta
amplios son estos rangos a través de la muestra.
Una segunda aproximación se basa simplemente
en la dispersión que muestran las expectativas
puntuales de los individuos encuestados.
La segunda estrategia consiste en utilizar modelos
econométricos para proyectar la inflación: errores
de pronósticos grandes estarían asociados con una
incertidumbre alta y errores pequeños con una
incertidumbre baja. En el presente trabajo seguimos
esta segunda estrategia usando los modelos de
heterocedasticidad condicional y algunas de sus
extensiones, los cuales resultan apropiados dadas
las características de la variable de inflación – es
claro observar un incremento de la volatilidad
durante ciertos períodos (años 1987 – 1991) y
otros períodos donde la serie es relativamente más
estable (años 1992 – 2002)-.
Los criterios para la elección del modelo de
inflación fueron los estadísticos de Akaike y
Schwarz. El modelo final estimado tiene la
siguiente representación ARMA (1,(3,11)):
(1)
La observación de los correlogramas de los residuos
y del estadístico Q permite inferir que estos no
presentan autocorrelación. La especificación
puramente autoregresiva, utilizada frecuentemente
en la literatura, no logra recoger adecuadamente la
dinámica estacional de la serie así se trabaje con la
misma desestacionalizada.
III. 2 Modelo ARCH de Inflación Extendido
III. 1 Modelo de Inflación
Si bien es cierto que los residuos de la regresión de
inflación no presentan correlación, el correlograma
de los residuos al cuadrado – ver Anexo - indica
la presencia de correlación en la varianza de los
mismos, por lo que una especificación GARCH
resulta más apropiada en este caso.
Los datos de la muestra comprenden el período
1982.1 – 2007.12. La inflación es definida como
la diferencia mensual del logaritmo del Índice de
Precios al Consumidor (IPC):
La especificación será extendida para incluir en la
ecuación de la varianza rezagos de la inflación, el
modelo a estimar tiene la siguiente representación
GARCH:
Figura 1.
La significancia estadística de los coeficientes que
acompañan los rezagos de la inflación (θi) en la
ecuación de la varianza estaría indicando evidencia
a favor de la hipótesis de Friedman y Ball de que
mayores niveles de inflación incrementarán su
volatilidad.
81%
62%
50%
47%
37%
33%
36%
29%
24% 22%
21%
19%
19% 21%
34%
21%
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005
La serie del IPC no fue previamente desestacionalizada, los resultados
mostraban que la desestacionalización mediante el proceso X-12 no eliminaba
el patrón estacional de los residuos.
En el siguiente cuadro se presentan las estimaciones
para el modelo GARCH(1,1) y el modelo GARCH
extendido para incluir rezagos de inflación en la
ecuación de varianza:
Los test de raíz unitaria de la serie de inflación, los resultados de la
estimación, y los correlogramas de los residuos y residuos cuadrados se
presentan en el Anexo.
Banco Central de la República Dominicana
42
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
Cuadro 1.
coeficiente θ1 del primer rezago de la inflación
en la ecuación de la varianza es estadísticamente
significativo y de magnitud considerable.
III.2 Efectos Asimétricos de los Shocks de
Inflación
Una desventaja que presenta la especificación
GARCH es que impone simetría en los shocks de
inflación. El coeficiente γ1 recoje los efectos de los
shocks sin distinguir entre el signo de los mismos.
Si la varianza condicional de los errores responde
de manera distinta a shocks negativos y positivos,
se estaría incurriendo en un error de especificación
mediante (3).
A continuación presentamos los resultados de los
modelos TARCH, PARCH, y EGARCH para
testar la posibilidad de efectos asimétricos de los
shocks inflacionarios.
III. 2.1 Modelo TARCH de inflación
La representación del modelo TARCH de inflación
es la siguiente:
El test de razón de verosimilitud (RV) rechaza la H0
de que los modelos son iguales, es decir, el modelo
que incluye el rezago de la inflación como regresor
en la ecuación de varianza, GARCH ext., es una
mejor especificación que el modelo restringido.
Por otro lado, la especificación GARCH-M que
incluye la varianza estimada de los errores en la
ecuación de la inflación no produjo resultados
satisfactorios.
Hasta el momento los resultados muestran evidencia
a favor de la hipótesis de Friedman y Ball de que
incrementos en el nivel de inflación se traducirán
en un mayor nivel de volatilidad de la misma: el
Donde ψ = 1, si εt-1 < 0. Así especificado el modelo,
el efecto de un shock positivo es igual a γ1, y el
de un shock negativo, γ1 + γ2. Comparamos la
especificación TARCH con y sin rezagos de la
inflación en la ecuación de la varianza: el test de
RV sugiere que la versión extendida del modelo
TARCH con un rezago de la inflación en la ecuación
de la varianza es una mejor especificación.
Los resultados del Cuadro 2 muestran que los
shocks positivos tienen un efecto positivo sobre la
varianza de la inflación que no tienen los shocks
negativos. De hecho, el efecto de estos últimos
es prácticamente nulo, resultado que se obtiene al
También fueron estimadas, con resultados similares, las especificaciones con
la desviación estándar y el logaritmo de la varianza que son las opciones para
el modelo GARCH-M que incorpora el programa Eviews.
Treshold GARCH.
Oeconomia
43
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
sumar las estimaciones de los coeficientes γ1 y γ2.
El coeficiente del rezago de la inflación sigue siendo
estadísticamente significativo aunque de menor
magnitud que la especificación GARCH anterior.
Cuadro 2.
Párametros

Modelos
TARCH(1,1)
TARCH ext.
1.0599
1.0485
[0.2204]
[0.2159]
ß
0.6039
0.5921
1
0.0895
0.1061
 11
0.0847
0.0868

0.2185
0.2032
1
0.6209
0.4918
2
-0.7032
-0.5026

0.6005
0.5132
1
Log L
Test RV
P-value
[0.064]
[0.0632]
[0.0599]
[0.0616]
[0.0355]
[0.0347]
[0.0443]
incertidumbre inflacionaria que shocks negativos.
Los resultados del modelo EGARCH son
presentados en el Cuadro 3. En este caso, no
se infiere a partir del test de RV que el modelo
extendido para incluir rezagos de la inflación en la
ecuación de la varianza sea más adecuado que el
modelo restringido por lo que la inferencia sobre
los resultados la hacemos a partir de este último.
Con respecto al otro parámetro de interés, η, el
coeficiente estimado es positivo y significativo,
mientras que el coeficiente κ no lo es. En otras
palabras, son los shocks positivos los que inciden
en la varianza de la inflación. De hecho, el efecto
estimado de los shocks positivos en el presente
modelo es muy similar al estimado en el modelo
TARCH, 0.4293 vs. 0.4918, respectivamente.
[0.0460]
[0.1382]
Cuadro 3.
[0.1335]
[0.1471]
[0.1476]
[0.0642]
[0.0824]
0.1682
[0.0585]
-470.45
-466.62
7.66
[0.01]
* Desviación estándar entre corchetes.
III.5 Modelo EGARCH de inflación
Otra especificación útil para testear efectos
asimétricos es el modelo EGARCH:
De existir efectos asimétricos estos serán captados
por η. Si la estimación de este coeficiente resulta
con signo positivo y estadísticamente significativa
indicaría que shocks positivos incrementan más la
Exponential GARCH.
IV. Conclusión
Los resultados del presente trabajo muestran
evidencia parcial a favor de la hipótesis de
Friedman y Ball de que mayores niveles de inflación
incrementan la incertidumbre de la misma, en este
44
caso para el proceso inflacionario dominicano. De
hecho, dos de tres de las especificaciones estimadas
así lo indican – la GARCH ext. y la TARCH - .
Otro resultado muy importante es el efecto
asimétrico de los shocks positivos. A partir de la
especificación TARCH como de la GARCH se
puede inferir que son los shocks positivos los que
inciden en la varianza condicional de la inflación
con un efecto casi nulo de los shocks negativos.
Estos dos resultados son relevantes para la política
monetaria. Por un lado, y de acorde con su misión
principal que es la estabilidad de precios, las
autoridades monetarias a través de la consecución
de niveles bajos de inflación podrían eximir a la
economía dominicana de los efectos negativos
que provoca la incertidumbre inflacionaria y que
conllevan en última instancia una disminución de
la actividad económica.
Por otro lado, el hecho de que sean los shocks
positivos los que inciden en la incertidumbre con
un efecto casi nulo de los shocks negativos pudiera
indicar que se necesite de un período relativamente
largo de estabilidad de precios para revertir este
resultado.
Entre las posibles extensiones al presente trabajo
se encuentran la estimación de especificaciones
menos restrictivas en las cuales pudieran incluirse
un mayor número de rezagos de la varianza en
la ecuación del nivel de inflación del modelo
GARCH así como también otras especificaciones
asimétricas y no lineales para profundizar en
el estudio de los efectos del nivel de inflación
sobre su varianza condicional – incertidumbre
inflacionaria - .
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Banco Central de la República Dominicana
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Estimación de modelos econométricos de la inflación en
República Dominicana y evaluación de los pronósticos
en varios escenarios alternativos
E
l Banco Central de la República Dominicana
comenzó a implementar, a partir del año
2004, una política monetaria basada en
metas monetarias. Esta estrategia fue puesta en
marcha en un contexto de fuerte exceso de liquidez
en el mercado monetario, consecuencia de la crisis
bancaria de 2003, y bajo un notable flujo de capitales
externos luego del proceso inflacionario de 2004.
Mishkin (2000) afirma que una estrategia de metas
monetarias consta de tres elementos: 1) confianza
en la información proporcionada por un agregado
monetario para fines de la conducción de la
política monetaria; 2) el anuncio de metas para los
agregados monetarios; y 3) la adopción de algún
mecanismo de rendición de cuentas para evitar
desviaciones significativas y sistemáticas de las
metas monetarias
El primer elemento destaca la importancia de la
relación entre el agregado monetario y el objetivo
de estabilidad de precios de la política monetaria.
Por esta razón, para poder llevar a cabo de forma
exitosa el esquema implementado por el Banco
Central a partir de 2004, es de vital importancia
contar con modelos que relacionen la cantidad de
dinero y la inflación, a la vez que tomen en cuenta
otros factores explicativos en la proyección de la
senda futura de los precios.
En este sentido, el principal objetivo de este artículo
es identificar dos modelos de estimación y pronóstico
de la inflación en República Dominicana mediante
el uso de las técnicas de vectores autorregresivos
con cointegración (VECM) y modelos de corrección
de errores (MCE). Dichos modelos emplean el
agregado monetario como variable explicativa de
la inflación y evalúan el desempeño de esta variable
en el pronóstico para tres fases distintas de la serie y
para varios horizontes de pronósticos, comparándolo
con un modelo autorregresivo ARIMA.
El artículo se divide en cuatro secciones. Luego de
la introducción la segunda sección presenta el marco
teórico y las técnicas econométricas empleadas en
el modelo de estimación. En la tercera se discuten
los resultados empíricos de la estimación de los
Por Alexander Medina Féliz
45
modelos. En la cuarta se evalúan los pronósticos.
Por último se presentan las conclusiones y
recomendaciones.
II. Marco General y Especificación de los
Modelos
La literatura económica acerca de los determinantes
de la inflación es extensa. En general se argumenta
que en el largo plazo la determinación de los precios
es un fenómeno monetario, aunque en el corto plazo
existen rigideces e imperfecciones del mercado.
(Walsh, 2003)
Los principales enfoques teóricos de los
determinantes de inflación son: 1) el enfoque
monetario de la inflación (Montiel, 1989), que
postula que el crecimiento de la oferta de dinero por
encima del crecimiento de la demanda monetaria es
la causa fundamental de la inflación; 2) el modelo
de la curva de Phillips que sostiene que existe una
relación inversa entre la tasa de inflación y la tasa
de desempleo; 3) el enfoque de balanza de pagos,
que plantea que la inflación es consecuencia de las
fluctuaciones del tipo de cambio nominal causadas
a través de choques externos y; 4) el enfoque de los
costos de producción asociado a la especificación
de los precios a través de un margen de ganancias
constante sobre los costos unitarios tanto laborales
como internacionales.
En esta investigación se analiza el enfoque
monetario y el enfoque de costos de producción,
incluyendo en este último el agregado monetario
como variable explicativa. Como punto de partida
se realiza un análisis de correlación entre la inflación
y algunos de sus determinantes teóricos principales,
según la teoría cuantitativa del dinero, como son el
crecimiento económico real y el crecimiento de los
agregados monetarios. Se evidencia en este análisis
una relación estadística entre estas variables para el
período 1992-2007.
El cálculo de correlación entre el logaritmo de los
precios y el logaritmo del M1 arroja un coeficiente
de 0.99 y entre el logaritmo de los precios y el del
PIB real de 0.90. Entre la inflación y el crecimiento
Banco Central de la República Dominicana
46
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
del M1 rezagado un periodo, la correlación es
de 0.46. Estos resultados evidencian que casi la
mitad del crecimiento de los precios se relaciona
directamente con el crecimiento de los agregados
monetarios. En el corto plazo y casi el 100% en el
largo plazo.
Dominicana y muestra que todos ellos coinciden en
la existencia de un pass-through de tipo de cambio
elevado y rápido.
G ráfica 1
In flació n D o m in ican a A n u aliz ad a y C recim ien to d el M 1
1992-2007
100
80
60
%
40
20
0
In fla ció n
2007M03
2006M02
2005M01
2003M12
2002M11
2001M10
2000M09
1999M08
1998M07
1997M06
1996M05
1995M04
1994M03
1993M02
1992M01
-20
C re cim ie n to M 1
Al calcular el coeficiente de correlación entre
la inflación y el crecimiento de M1 luego de
la crisis bancaria (2005-2007), se observa una
reducción de 0.08 sugiriendo un incremento de
la preponderancia de factores distintos de los
agregados monetarios como determinantes de
la inflación y el fortalecimiento de la tasa de
interés como instrumento de política monetaria.
Sin embargo, estos resultados muestran, que el
agregado monetario, a pesar de ir disminuyendo
su importancia relativa como variable explicativa
de la inflación en relación a otros factores, todavía
mantiene un peso y que la teoría cuantitativa del
dinero ha jugado un rol en la explicación de la
trayectoria de los precios en los últimos 15 años.
Otra relación que ha sido analizada en varios
artículos acerca de la economía dominicana es la
del tipo de cambio y los precios. Fuentes (2006)
realiza un compendio de los estudios acerca de los
mecanismos de transmisión realizados en República
Dada estas fuertes relaciones empíricas, hemos
intentado estimar la inflación dominicana utilizando
dos modelos que recojan los efectos sobre la
inflación que tienen estos factores. El primero
de ellos es un modelo P* ampliado ó de Brecha
de Precios y el segundo un modelo de costos de
producción de las empresas.
II. 1 El modelo de Brecha de Precios
El modelo de brechas de precios consiste en
la estimación de la inflación a través de los
desequilibrios internos y externos de los precios.
La brecha interna representa el diferencial entre los
precios observados y aquellos que representan el
equilibrio dados factores domésticos y que, según
la teoría cuantitativa del dinero, estaría dado por el
nivel de actividad económica real de largo plazo
ó PIB potencial, por la cantidad de dinero y por
la velocidad de circulación monetaria. La brecha
externa, por otro lado vendría dada por la diferencia
entre el nivel de precios y el de equilibrio según la
teoría del poder de paridad de compra (PPC). La
Ver González y Lora (1999), Díaz (1999), Vásquez (2003), Williams y Adedji
(2004), Vásquez (2006), Medina (2006), Hernández (2006), Gratereaux y
Ruiz (2007), Fuentes y Mendoza (2007).
Unido al hecho de que los modelos de curva de Phillps y de défict fiscales
tienen mayor validez para países desarrollados, y que por el contrario países
en vías de desarrollo los factores nominales como los agreagados monetario y
el tipo de cambio tienden a ser los más relevantes.
Oeconomia
47
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
dinámica de los precios es el resultado entonces
de la desviación de los precios de sus valores de
largo plazo en el mercado interno y externo, así
como de los movimientos de corto plazo de sus
determinantes.
El marco teórico de la brecha interna es el modelo
P* cuya base es la Teoría Cuantitativa del Dinero,
la cual postula que un aumento de la cantidad de
dinero conduce a un aumento porcentual igual del
nivel de precios en el largo plazo. Esta teoría supone
la neutralidad del dinero en el largo plazo, es decir,
que la cantidad de dinero no afecta al PIB real en
el largo plazo, y todo el crecimiento del dinero se
traduce en inflación.
Sin embargo, existe evidencia empírica de que la
neutralidad monetaria no se cumple en el corto
plazo, y el dinero impacta al PIB real. El PIB real
no se encuentra en todo momento en su senda de
equilibrio de largo plazo. Asimismo, no siempre la
velocidad de circulación del dinero es constante, lo
que provoca que el nivel de precios se diferencie de
su equilibrio. En consecuencia, para pronosticar la
inflación en el futuro se hace necesario utilizar la
diferencia entre los precios actuales Pt y los precios
proyectados P*.
El modelo P* tiene su origen en la ecuación de
cambio que afirma que la cantidad de dinero (Mt)
multiplicada por la velocidad de circulación del
dinero (Vt), número promedio de veces que una
unidad monetaria se utiliza para comprar bienes y
servicios que componen el PIB, es igual a el PIB
real (Yt) multiplicado por los precios (Pt).
(1)
El nivel de precios de equilibrio (Pt*) que está
acorde con un nivel dado de Mt, con una velocidad
de circulación de largo plazo (Vt*) y el PIB potencial
(Yt*) está representado por:
La estimación de (2) en su forma logarítmica es:
(3)
donde las minúsculas representan los logaritmos de
las variables descritas anteriormente. Se espera que
b1=1, b2=-1 y b3=1 (Hall y Milne, 1994)
Una estimación de la velocidad de circulación en
el largo plazo (vt*) puede obtenerse utilizando
el procedimiento de cointegración y algunas
variables apropiadas que queden incluidas en el
vector Zt (Hall y Milne, 1994).
La brecha interna vendría dada entonces por:
BrechaD= pt-p*t = pt-b1mt+b2 yt*+b3v*t
Las ecuaciones (3) y (5) se estiman utilizando
el procedimiento de Johansen (1988) para series
cointegradas. Esto permite reducir los problemas
que plantean las regresiones espurias o el sesgo
en los estimadores, analizar las condiciones de
exogeneidad del modelo de que se trata y utilizar
el teorema de representación de Granger (Engle y
Granger, 1987) para obtener un modelo final que
aproxime el proceso generador de información.
Por otro lado la brecha externa se obtiene a partir
de la hipótesis de la Paridad de Poder de Compra de
las monedas (PPC) que se basa en la idea de que el
valor de la moneda de un país con respecto a la de
otro está dado por el poder de compra de cada una
de ellas en el país que la emite. Es decir, el tipo de
cambio está determinado entonces por el diferencial
de precios entre los países.
La brecha de precios externos (BrechaE), se puede
entonces definir como la diferencia entre los precios
observados y el valor de equilibrio dado por la PPC,
(2)
Para trabajos acerca de la neutralidad del dinero en República Dominicana
ver Sánchez-Fung (1999) y Medina y Pérez (2005)
(5)
Desde luego en el caso en que la velocidad de circulación es constante o
estacionaria el vector Zt es un conjunto vacío (Hall y Milne, 1994) y puede
entonces excluirse b3vt de la ecuación (3).
Desde luego, existen formas alternativas para estimar los valores de equilibrio
que van desde el uso de valores.
tendenciales, filtros como el de Hodrick y Prescott (1997) o incluso modelos
estructurales de vectores autoregresivos (SVAR; Christiano (1989)
Banco Central de la República Dominicana
48
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
donde los precios de equilibrio vienen dados por
el tipo de cambio nominal (st) y el IPC de EEUU
(px8t ):
De este modo, la brecha total de precios se define
como la suma de la brecha doméstica y brecha
externa (García-Herrero y Vasant, 1998):
En términos generales, la ecuación de los precios
está representada por:
donde: ƒ1 < 0; ƒ2 > 0; ƒ3 > 0; ƒ4 > 0
pt= índice de precios al consumidor;
wt = salario nominal;
st = tipo de cambio nominal;
mt = agregado monetario.
poilt =precio del petróleo
III. Evidencia Empírica
Las brechas de precios domésticos y externos se
incluyen en el modelo general como mecanismo de
corrección de errores (MCE) junto al crecimiento
contemporáneo y rezagado de las variables del
vector de cointegración para modelar la dinámica
de la inflación en el corto plazo como se muestra
en la ecuación 8.
II. 2 El modelo de Costos de Producción
El segundo modelo que estimaremos en este artículo
es el de costos de producción de las empresas que
ha sido ampliamente utilizado en economías en
vías de desarrollo, donde la dinámica de los precios
domésticos en el largo plazo es sólo un reflejo del
comportamiento de los costos unitarios totales,
incluyendo costos laborales, precios de importación
y precios de la energía, suponiendo una ganancia
constante de las empresas. Otra variable que se
espera tenga una relación fuerte con los precios en
el largo plazo es el agregado monetario que afecta
el nivel de precios siguiendo la lógica de la teoría
monetarista que explica la inflación, ante todo, como
un fenómeno monetario (Friedman, 1968).
A continuación se describen los datos disponibles y
se consideran algunas de sus propiedades básicas.
También se detalla la metodología econométrica
utilizada. Todas las series tienen periodicidad
trimestral para el periodo 1992:1-2007:4.
Como una proxy de los precios se seleccionó la
serie del Índice de Precios al Consumidor (IPC)
dada su disponibilidad y debido a que es la variable
que se toma en cuenta para realizar el programa
monetario.
III.1 Estimación Empírica del Modelo de Brecha
de Precios
El procedimiento de estimación del modelo tiene
tres etapas principales: 1) estimación de la brecha
de precios doméstica; 2) obtención de la brecha
externa; y 3) utilización de ambas brechas en un
modelo dinámico de corto plazo de la inflación.
Las variables explicativas que se utilizan para
calcular la brecha interna son el PIB potencial
calculado con el filtro Hodrick y Prescott (PIBhp)10,
En Andújar y Medina (2008) se utiliza este modelo para estimar el bloque
de precios de un Modelo Macroeconómico de Pequeña Escala para República
Dominicana.
Se podría, en un estudio posterior, utilizar un indicador de Precios
Subyacente en los modelos por considerar que el IPC general incluye mucho
comportamiento producto de choques de corto plazo, que pueden introducir
ruido en la estimación.
Fuentes y Mendoza (2007) han mostrado que en el caso de la RD, la
influencia del tipo de cambio en los precios a través de los precios de las
importaciones es importante.
Oeconomia
49
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
el efectivo en poder del público (EPP) como
proxy del agregado monetario11 y la velocidad en
circulación del dinero aproximada por una ecuación
que incluye a la tasas de interés pasiva como variable
explicativa.12 Para la brecha externa se utiliza el tipo
de cambio nominal venta promedio y el IPC de
EEUU, principal socio comercial de RD.
III.1.1 Brechas de Precios Doméstica y Externa
Esta sección presenta pruebas de raíz unitaria para
las variables de interés en este modelo. Luego se
aplica el procedimiento de máxima verosimilitud
de Johansen (1988) para probar cointegración entre
las variables IPC, PIB potencial, EPP y Velocidad
en circulación del dinero y obtener así la relación
de largo plazo interna con la cual calcularemos la
brecha doméstica de precios.
Se aplica también el mismo procedimiento para
calcular la brecha externa a través de una prueba
de cointegración entre las variables IPC, IPC de
EEUU y tipo de cambio nominal.
de una ecuación utilizando la tasa de interés activa13
de 90 días de los bancos múltiples. Mientras mayor
es la tasa de interés mayor incentivo a ahorrar
poseen los agentes, por lo tanto mayor será la Vt.
Antes de modelar el IPC es necesario determinar el
orden de integración de las variables consideradas.
Para las variables del modelo P*, utilizado para
calcular la brecha interna, se aplicó el procedimiento
“de lo general a lo específico” para seleccionar
la especificación de la prueba aumentada de
Dickey-Fuller (1981), estimando en principio
regresiones con constante y tendencia y verificando
su significancia estadística. El número de rezagos
(k) fue seleccionado de acuerdo al procedimiento
conocido como “t-sig” (Ng y Perron, 1995). Esto es,
se comenzó con un número de rezagos igual a ocho
de acuerdo a la convención para series trimestrales
y posteriormente se redujeron hasta que la última
variable rezagada era estadísticamente significativa.
La especificación final fue utilizada para identificar
la posible presencia de raíces unitarias. El cuadro
1 presenta los resultados de las pruebas de raíz
unitaria ADF.
Brecha de Precios Doméstica
Como vimos en la sección 2, el modelo P* estimado
para calcular la brecha interna dependerá de si la Vt
es estacionaria o no. El análisis de estacionariedad
de la velocidad de circulación del dinero muestra
que no es constante en el periodo de estudio. Para
evitar problemas de matriz singular se procedió
entonces a buscar un instrumento para la Vt a través
10
Para calcular el PIB potencial se utilizó el filtro Hodrick-Prescott (HP) el
cual es un filtro lineal que computa las series suavizadas s de y minimizando
la varianza de y alrededor de s, sujeto a una penalidad que restringe la segunda
diferencia de s. Ya que el filtro HP selecciona s(t) para minimizar:
Donde el parámetro de penalidad
s(t).
11
controla la suavización de las series
Se probó además la ecuación con los agregados monetarios M2 y M1 y con
la emisión monetaria, resultando el EPP con el que mejor ajuste se obtuvo.
La ecuación estimada para la velocidad en circulación del dinero es la
0 .228 * i t
u t , donde se estimó un vector de cointegración
siguiente: v t
para el periodo en estudio, con 6 rezagos, una tendencia y una dummie en el
segundo trimestre de 2003
Cuadro 1
Pruebas de Raíces Unitarias Modelo P*
Prueba Dickey-Fuller Aumentado
Variable DFA en Niveles
DFA en 1ra Diferencia
Valores P
Valores P
P
0.993
0.001
EPP
0.206
0.000
y*
0.107
0.001
V
0.259
0.000
Los resultados de las pruebas indican que las
cuatro variables incluidas en este modelo se pueden
considerar como no estacionarias, con un orden
de integración I(1). El hecho de que las variables
tengan el mismo orden de integración y sean no
estacionarias nos permite utilizar un método de
cointegración para estimar la relación de largo
plazo entre ellas.
12
Se utilizó la tasa de interés activa por brindar mejor resultados en las
pruebas de los residuos
13
Banco Central de la República Dominicana
50
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
Se estimó un modelo de vectores autorregresivos
(VAR) cuyo número de rezagos fue seleccionado
de manera que los errores fueran ruido blanco.14 Se
aplicó entonces el procedimiento de Johansen para
obtener el vector de cointegración que se muestra
en el cuadro 2.
Cuadro 2
Análisis de Cointegración del Modelo P*
Prueba de Cointegración de la Traza
Hipótesis
No. Ecs (Cn)
Eigenvalue
Estadístico
Traza
Valor Crítico
0.05
Prob.**
Ninguno*
Máximo 1
Máximo 2
0.45
0.24
0.08
54.44
20.82
5.32
47.86
29.80
15.49
0.01
0.37
0.77
Máximo 3
0.01
0.85
3.84
0.36
Prueba de la Traza indica 1 vector de cointegración al nivel de 5%
* Denota rechazo de la hipótesis nula al nivel de 5%
**Valores p MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
El VAR incluye cuatro rezagos en cada variable
(p, y, epp,v) y un término constante . La prueba de
la Traza indica la presencia de al menos un vector
de cointegración, lo cual indica que es posible
identificar una relación estable en el tiempo entre
el nivel de precios, el PIB potencial, el EPP y la
velocidad de circulación monetaria estimada.
La ecuación 10 presenta los coeficientes
normalizados del vector de cointegración, donde
se observa que el nivel de precios mantiene una
relación positiva de largo plazo con el EPP y con
la velocidad en circulación del dinero y negativa
con el PIB potencial.
Utilizando la ecuación 9 obtenemos el nivel de
precios de equilibrio interno de los precios y hacia
el cual estos tienden cuando no existen choques
de corto plazo que lo afecten y que, por ejemplo,
alejen el PIB observado de su PIB potencial o hagan
comportarse a la velocidad de circulación monetaria
fuera de su tendencia.
14
Ruido blanco significa que los errores no presentan problemas de
autocorrelación, heteroscedasticidad y no normalidad.
Los signos y magnitudes de los coeficientes B1 y
B2 son los esperados. Las restricciones de B1=1 y
B2=-1 no son rechazadas en la prueba de coeficientes
restringidos. La restricción de B3=1, sin embargo,
no se cumple.
La ecuación nos muestra que un incremento de
la cantidad de dinero en poder del público causa
inflación en la misma proporción en el largo plazo.
Por su parte, el nivel de ingreso real de largo
plazo reporta una elasticidad negativa indicando
que una mayor actividad económica potencial
disminuye las presiones inflacionarias en una
magnitud equivalente, lo que indicaría que políticas
encaminadas a mejorar la productividad del
trabajo y del capital con el objetivo de incrementar
la producción potencial de bienes y servicios
domésticos contribuiría a la disminución de las
presiones inflacionarias en el largo plazo. Por otra
parte, incrementos en la velocidad de circulación
del dinero, provocan aumentos en el nivel de
precios, suponiendo todo lo demás constante.
La prueba de exogeneidad débil muestra que el PIB
real es débilmente exógeno. Es decir, un choque
en el PIB real causaría un efecto en la demanda de
dinero, pero un choque en la demanda de dinero no
tiene efectos de largo plazo en el PIB real.
Estos resultados muestran evidencia a favor del
modelo P* para la economía dominicana, e indican
que este modelo puede utilizarse para obtener
pronósticos del nivel de precios. (Medina, 2007). El
gráfico No. 3 muestra la brecha interna de precios
dada por el modelo P*. El comportamiento de la
brecha refleja que durante el periodo 1994:012002:4 los precios estuvieron ligeramente debajo de
su nivel de equilibrio interno fruto de una política
monetaria restrictiva.
Oeconomia
51
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
Como se observa en el cuadro 3 todas las variables
del vector de cointegración de la PPC tienen raíz
unitaria. La prueba de la Traza arroja un vector de
cointegración como se verifica en el cuadro 4.
Gráfica 3
Brecha Interna de Precios(P-P*)
0.2
0.1
0
-0.1
Cuadro 4
Análisis de Cointegración de la PPC
-0.2
-0.3
Prueba de Cointegración de la Traza
-0.4
2007Q3
2006Q4
2006Q1
2005Q2
2004Q3
2003Q4
2003Q1
2002Q2
2001Q3
2000Q4
2000Q1
1999Q2
1998Q3
1997Q4
1997Q1
1996Q2
1995Q3
1994Q4
1994Q1
-0.5
Esa tendencia restrictiva en la política monetaria
es acentuada en el periodo de la crisis bancaria
2003:01 – 2004:002 debido a la fuerte colocación de
certificados financieros de parte del Banco Central
a tasas de interés muy por encima del promedio
histórico hasta ese momento15. A partir del primer
trimestre del año 2005 los precios se colocan a
niveles cercanos a los de equilibrio aunque se
mantiene una política monetaria con tendencia
restrictiva.
Brecha de Precios Externa
Para el cálculo de la brecha externa se sigue un
procedimiento similar al que se llevó a cabo para la
brecha interna. En este sentido se estimó el precio de
equilibrio externo arrojado por la PPC, verificando
el orden de integración de las variables y estimando
un vector de cointegración entre ellas.
Cuadro 3
Pruebas de Raíces Unitarias PPC
Prueba Dickey-Fuller Aumentado
Variable
P
s
PUSA
15
DFA en Niveles DFA en 1ra Diferencia
Valores P
Valores P
0.993
0.671
0.305
0.001
0.000
0.000
Las tasas de interés anual de los certificados de inversión llegó a estar en
50% y 45% para plazos de 30 y 60 días respectivamente, en febrero de 2004.
Hipótesis
No. Ecs (Cn)
Ninguno*
Máximo 1
Máximo 2
Eigenvalue
Estadístico
Traza
0.30
0.19
0.08
Valor Crítico
0.05
38.91
17.59
4.94
35.19
20.26
9.16
Prob.**
0.02
0.11
0.29
Prueba de la Traza indica 1 vector de cointegración al nivel de 5%
* Denota rechazo de la hipótesis nula al nivel de 5%
**Valores p MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
El vector de largo plazo del mercado de bienes
transables, compuesto por el tipo de cambio
nominal, st, los precios domésticos, pt , y los precios
externos, pusat , es entonces el siguiente:
Las restricciones de elasticidades unitarias no son
rechazadas en ambos coeficientes16 lo que implica
que, para el período muestral, se cumple la paridad
relativa del poder adquisitivo del dinero (PPCr).
El cumplimiento de la PPC relativa en República
Dominicana sugiere que el tipo de cambio nominal
estará en equilibrio cuando se ajuste al cambio de
los precios internos y externos. Este resultado está
acorde con lo encontrado por Sánchez- Fung (1999)
quien comprueba la versión relativa de la PPA y la
eficiencia del mercado negro del tipo de cambio en
la República Dominicana y además, corrobora los
resultados de Williams y Adedeji (2004) quienes
encuentran una relación de equilibrio de largo
plazo.
16
En el caso del coeficiente de los precios de EEUU la hipótesis no es
rechazada al 10% de significancia.
52
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
El modelo de corrección de errores cumple con
todos los requisitos econométricos que debe
cumplir el residuo de la ecuación para ser ruido
blanco como es normalidad, no autocorrelación,
homocedasticidad y son estacionarios.
En el gráfico No.4 se muestra el desequilibrio
externo dado por la PPC. El nivel de los precios
relativos internos estuvo cercano a los precios
relativos de equilibrio externo en el periodo
1994:01-2002:02. Esta situación cambió en el
periodo de la crisis bancaria cuando hubo una fuerte
devaluación del tipo de cambio, que provocó un
mayor desalineamiento cambiario en el periodo
2002:03 – 2004:02, que no fue acompañada en la
misma magnitud por los precios internos.17 A partir
del tercer trimestre del año 2004 la brecha tiende
a su equilibrio.
III.1.2 Modelo de Corrección de Errores
El resultado de la estimación empírica del modelo
de corrección de errores de la inflación es el
siguiente:
El crecimiento del índice de precios de un trimestre
a otro es explicado en un 89%, según el modelo, por
la devaluación del tipo de cambio en el trimestre,
la inflación de EEUU en el trimestre y un trimestre
anterior, por el crecimiento del EPP en el mismo
trimestre y tres trimestres anteriores, y por los
desequilibrios del período anterior en los mercados
domésticos y externos, así como por dos variables
dummies, una en el primer trimestre de 2004 y
una en el segundo trimestre de 2003 que reflejan
el cambio estructural producido a raíz de la crisis
bancaria.
Un incremento del EPP de 10% en un trimestre
provoca una inflación de 1.2% en el trimestre y de
0.5% tres trimestres más adelante. Una devaluación
del tipo de cambio de 10% en un trimestre causa
un incremento de 2.3% en los precios en el mismo
trimestre.
Un resultado interesante es el fuerte efecto de la
inflación de EEUU en la inflación dominicana
en el corto plazo. Una inflación de EEUU de 1%
provoca una sobre reacción de 1.25% en los precios
dominicanos en el trimestre que es compensada
parcialmente con una deflación de 0.36% en el
próximo trimestre.
El crecimiento del PIB potencial y la velocidad de
circulación no tienen efectos significativos en el
corto plazo sobre la inflación. Los desequilibrios
domésticos y externos son significativos y de
magnitudes similares. La inflación se ajusta a
su nivel de equilibrio interno en un plazo de 12
trimestres y a su equilibrio externo en un plazo de
10 trimestres.
17
La devaluación en los años 2003 y 2004 fue de aproximadamente 65% y 37%
respectivamente, mientras la inflación fue de 43% y 28%, respectivamente.
Oeconomia
53
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
Las variables utilizadas son el Índice de Precios
al Consumidor, la productividad laboral (prodt)
como proxy del costo laboral asumiendo un salario
constante, el tipo de cambio nominal (st) como proxy
en el mercado cambiario del costo de los insumos
importados, el efectivo en poder del público (mt)
como variable monetaria y los precios del petróleo
(poilt) como proxy de los costos de la energía.
Cuadro 6
Análisis de Cointegración de Modelo Costos
Prueba de Cointegración de la Traza
Hipótesis
No. Ecs (Cn)
Ninguno*
Máximo 1
Máximo 2
Eigenvalue
0.66
0.52
0.46
0.17
0.04
Estadístico
Traza
Valor Crítico
0.05
137.80
81.99
44.20
11.98
2.49
III.2 Modelo de Costos de Producción de las
Empresas
Máximo 3
III.2.1 Modelo de Largo Plazo
* Denota rechazo de la hipótesis nula al nivel de 5%
Máximo 4
76.97
54.08
35.19
20.26
9.16
Prob.**
0.00
0.00
0.00
0.45
0.69
Prueba de la Traza indica 1 vector de cointegración al nivel de 5%
**Valores p MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
El modelo de costos de producción define la
dinámica de los precios domésticos en función del
comportamiento de los costos unitarios totales,
incluyendo costos laborales, precios de importación
y precios de la energía, suponiendo una ganancia
constante de las empresas.
La ecuación 13 reporta los coeficientes normalizados
del vector de cointegración. En ella se observa que
el nivel de precios depende negativamente de la
productividad laboral y positivamente del tipo
de cambio nominal, del EPP y de los precios del
petróleo.
Para la estimación econométrica se siguió un
procedimiento econométrico similar al del modelo
de brechas de precios, en el sentido de que se analizó
el orden de integración de las variables, se estimó
un vector de cointegración de Johansen (1988), y
finalmente con los residuos se estimó un modelo de
corrección de errores (MCE).
Un incremento de 10% del tipo de cambio nominal,
del EPP y de los precios internacionales del petróleo
produce un efecto traspaso de largo plazo sobre los
precios de 9.0%, 2.3% y 1.7% respectivamente en el
largo plazo. Un aumento de la productividad laboral
disminuye las presiones inflacionarias.
Cuadro 5
Pruebas de Raíces Unitarias Modelo Costos
Prueba Dickey-Fuller Aumentado
Variable DFA en Niveles DFA en 1ra Diferencia
Valores P
Valores P
P
0.993
0.001
PROD
0.116
0.006
s
0.671
0.000
EPP
0.206
0.000
poil
0.536
0.000
III.2.2 Modelo de Corrección de Errores
El resultado de la estimación empírica del modelo
de corrección de errores de la inflación es el
siguiente:
Banco Central de la República Dominicana
54
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
La ecuación de precios de corto plazo cumple
con todos los criterios estadísticos. Esto incluye
resultados satisfactorios en la prueba de normalidad
conjunta, las pruebas de autocorrelación y
heterocedasticidad y residuos ruido blanco. Todos
los estimadores son significativos a un 10%.
El crecimiento del índice de precios de un trimestre
a otro es explicado en un 85%, según el modelo,
por el crecimiento en el trimestre del EPP, del tipo
de cambio y de los precios del petroleo y por dos
variables dummies que recogen el efecto de la crisis
bancaria, una en el primer trimestre del año 2003 y
otra en el primer trimestre del año 2004. Cambios
en la productividad laboral no afecta la dinámica
de los precios en el corto plazo.
G rá fic o 6
V a lo re s o b s e rva d o s y e s t im a d o s d e la t a s a d e in fla c ió n e n
R e p ú b lic a D o m in ic a n a s e g ú n e l m o d e lo d e c o s to s d e p ro d u c c ió n
1 9 9 3 : 0 1 -2 0 0 7 : 0 4 (E s c a la L o g a rít m ic a )
Los modelos ARIMA descansan en tres supuestos
fundamentales:
Estacionariedad: Los modelos ARIMA son
aplicables a series que son estacionarias o integradas
de orden cero I(0)18. Una serie estacionaria es
aquella que tiene media, variancia y función de
autocorrelación que son constantes a través del
tiempo.
Invertibilidad: El modelo resultante debe ser
invertible, es decir, los pesos asignados a las
observaciones pasadas disminuyen conforme
aumenta el orden del rezago.
Residuos ruido blanco: Los residuos del modelo
deben tener características de ruido blanco,
esto es, media cero, variancia constante y no
autocorrelacionados.
.25
.20
.15
.10
.05
.04
.00
-. 0 5
.02
.00
-. 0 2
-. 0 4
95
96
97
98
99
00
E rro r
01
02
O b s e rva d o
03
04
05
06
La primera fase del procedimiento de modelación
del ARIMA es la identificación, que la realizamos
observando las funciones de autocorrelación y de
autocorrelación parcial y utilizando el criterio de
información de Akaike (1976). Verificamos además
que los residuos no tuvieran alguna información
remanente de autocorrelación o heteroscedasticidad
que pudiera ser útil en la modelación.
07
E s t im a d o
III.3 Modelo ARIMA
Los modelos ARIMA (Autoregressive Integrated
Moving Average) fueron introducidos por Box y
Jenkins en la década de los setenta (Box y Jenkins,
1976), y el objetivo de su análisis es estimar una
representación sencilla del proceso generador del
residuo.
Se caracterizan porque el pronóstico se realiza
tomando en cuenta únicamente la información
del pasado de la serie, la cual implícitamente
recoge el efecto de todas aquellas variables que lo
causaron.
El modelo ARIMA finalmente seleccionado en este
artículo es un modelo autorrregresivo simple (AR)
que utiliza un término autorregresivo de primer
ordencomo variable explicativa con dummies
en algunos de los periodos. 19 El modelo AR
seleccionado tiene la siguiente forma:
III.4. Pronósticos
En esta parte procedemos a evaluar las predicciones
de la inflación generadas por los modelos
18
Una serie integrada de orden d, I(d), es aquella que se puede hacer
estacionaria mediante una transformación. El número de transformaciones
requeridas define el orden d de la integración.
19
Como veremos más adelante, en el primer escenario de proyección se utilizó
un modelo autorregresivo de cuarto orden AR(4).
Oeconomia
55
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
Para realizar pronósticos con los modelos
estructurales se utilizan como supuestos los datos
observados de las series explicativas, por lo que
se asume cero errores en las predicciones de las
variables explicativas, lo que puede sesgar hacia un
mejor resultado en el pronóstico de esos modelos
en comparación con el modelo ARIMA.
Los errores de pronóstico de la inflación se calculan
como:
Donde
es la predicción de inflación
correspondiente al horizonte h mientras que
es el valor de la inflación observada en el periodo
t+h.
III.4.1 La Raíz del Error Cuadrático Medio (RECM)
como Medida de Comparación de Pronósticos
En este artículo se ha seleccionado la Raíz del Error
Cuadrático Medio (RECM) como parámetro de
comparación de la exactitud de los pronósticos de
los modelos y técnicas calculadas dado que es la
medida de precisión más frecuentemente utilizada
para realizar comparaciones entre modelos de
predicción alternativos. 20
donde
es el residuo del
pronóstico de t+h, efectuado con información
hasta el momento t. Esta medida mide el grado
en el cual la variable en cuestión se desvía de la
verdadera variación y su cálculo permite conservar
las unidades de medida de la serie analizada, lo cual
facilita su interpretación.
Los estadísticos de pérdida más comunes son el Error Medio de las
predicciones (EM), el Error Absoluto Medio (EAM), la Raíz del Error
Cuadrático Medio (RECM), la relación entre EAM y RECM, y el Rango de
los Errores Absolutos (Max AE – Min AE).
20
Para llevar a cabo esta evaluación generalmente
se reduce el tamaño de la muestra original en
observaciones y se estima de nuevo el modelo;
luego, se proyectan las
observaciones y se
compara con los datos observados.
III.4.2 Resultados de los Pronósticos
III.4.2.1 Elección de los Periodos de Proyección
a Evaluar
Con el fin de evaluar la capacidad de estos
modelos para predecir, se seleccionaron tres
orígenes de pronóstico y en cada caso se proyectan
8 observaciones. Los períodos de pronóstico
seleccionados se muestran en el Gráfico 7 y se
analizan a continuación:
Gráfico 7:
Inflación en República Dominicana
70%
60%
50%
40%
30%
20%
10%
0%
-10%
Escenario
Inflación
Creciente
Escenario
Inflación
Decreciente
Escenario de
Inflación Estable
Mar-92
Nov-92
Jul-93
Mar-94
Nov-94
Jul-95
Mar-96
Nov-96
Jul-97
Mar-98
Nov-98
Jul-99
Mar-00
Nov-00
Jul-01
Mar-02
Nov-02
Jul-03
Mar-04
Nov-04
Jul-05
Mar-06
Nov-06
Jul-07
multivariables de brecha de precios, y de costos
de producción y el modelo autorregresivo AR,
estimados y analizados en la sección anterior, para
distintos horizontes de tiempo.
Período de Inflación Estable (Primer Trimestre
1998 a cuarto trimestre 1999) En este período la
inflación resultó estable, en el cuarto trimestre de
1997 la inflación anualizada fue de 8.4% y luego
se ubicó en 5.10% en el último trimestre de 1999.
Es un periodo que nos indicaría las metodologías
que mejor pronostican en situaciones en que la
Inflación es estable.
Período de Inflación Creciente fruto de la
Inestabilidad en Crisis Bancaria (Cuarto Trimestre
2002 a Diciembre 2003) Este periodo coincide con
un aumento sostenido de la inflación que pasó en
términos anualizados de 5.4% en el tercer trimestre
de 2002 a 60.35% en el segundo trimestre de 2004.
El análisis de los pronósticos de los modelos en
este periodo nos permitiría evaluar su capacidad
de predecir en situaciones de fuerte inestabilidad
de los precios.
56
Período de Inflación Decreciente (Segundo Trimestre
de 2004 a Primer Trimestre de 2006) La inflación
anualizada en el segundo trimestre de 2004 ascendió
a 60.3% y de ahí en adelante comenzó un proceso
de caída sostenida ubicándose en el primer trimestre
de 2006 en 8.3%. Por esta razón el pronóstico en
este periodo permitiría evaluar la capacidad de los
modelos para proyectar un punto de giro y una baja
sostenida de la tasa de inflación.
Para cada uno de los períodos mencionados se
hacen proyecciones dinámicas con las metodologías
vistas, esto es, se utilizan los pronósticos de meses
anteriores, en vez de los datos observados, para
pronosticar t+k. Los modelos multivariables
por su estructura de relaciones contemporáneas,
realizan pronósticos estáticos, es decir, utilizan
toda la información conocida al momento t para
predecir t+1. En este caso, aún cuando se predicen
8 observaciones, en realidad lo que hace son
pronósticos un paso hacia delante en cada trimestre.
Esto limita la comparación de los pronósticos entre
los modelos.
En los siguientes cuadros se muestran la raíz del
error cuadrático medio (RECM) obtenido de 3
meses, 6 meses, promedio del año 1 , promedio del
año 2 y para el período completo. Los orígenes de
pronóstico se mencionan en cada caso.
III.4.2.2 Raíz del Error Cuadrático Medio de los
Pronósticos de Inflación para Distintos Plazos y
Contextos
A continuación se comentan los principales
resultados obtenidos en cada período:
Período 1: Inflación Estable
C u ad ro 7
R aíz d el E rro r C u ad rático M ed io d e lo s P ro n ó stico s
P rim er E scen ario (1998:01 1999:04)
V ariab le D ep en d ien te D (L o g (P IB ))
M odelo U tilizado
T otal
3 M eses 6 M eses 1 A ño
2 A ños
AR (4,0,0)*
1.8%
1.1%
1.6%
2.7%
2.5%
M o d elo d e B rech as
1.4%
0.7%
0.7%
0.8%
2.0%
M o d elo d e C o sto s
1.3%
0.8%
0.7%
1.2%
1.5%
*C on dum m ies en 1995:03 y 1994:04
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
No se evidencia una diferencia estadísticamente
significativa en el RECM de los tres modelos
durante este periodo de inflación estable. Este
resultado es coherente con la teoría que prevé que
en periodos de estabilidad los modelos ARIMA
son buenos indicadores de pronóstico de las series
estadísticas, principalmente en el corto plazo.
Período 2: Inflación Creciente (Periodo de
Inestabilidad en Crisis Bancaria)
C u ad ro 8
R aíz d el E rro r C u ad rático M ed io d e lo s P ro n ó stico s
S eg u n d o E scen ario (2002:04 2004:03)
V ariab le D ep en d ien te D (L o g (P IB ))
M odelo U tilizado
T otal
3 M eses 6 M eses 1 A ño
2 A ños
AR (1,0,0)*
31.4%
3.7%
7.9% 15.3%
47.5%
M o d elo d e B rech as
2.6%
0.5%
1.2%
2.5%
2.8%
M o d elo d e C o sto s
2.6%
1.5%
1.7%
2.1%
3.2%
*C on dum m ies en 1998:04 y 1999:04
Durante el periodo de inflación creciente se
nota que los modelos de brecha y de costos son
significativamente mejores en el pronóstico de la
inflación que el modelo AR estimado.
Período 3: Inflación Decreciente (Periodo PostCrisis Bancaria)
C uadro 9
R aíz del Error C uadrático M edio de los Pronósticos
Tercer Escenario (2004:02 2006:01)
Variable D ependiente D (Log(PIB ))
M odelo U tilizado
Total 3 M eses 6 M eses 1 Año 2 Años
AR (1,0,0)
172.2%
10.2%
37.4% 97.9% 246.6%
M odelo de B rechas
1.6%
0.1%
0.1%
0.9%
2.3%
M odelo de C ostos
1.6%
0.1%
0.2%
1.6%
1.6%
Durante el periodo de inflación decreciente los
modelos de brechas y de costos logran capturar
correctamente el cambio de tendencia que se
produjo en la inflación luego de la crisis bancaria.
Se nota una mejoría sustancial en el pronóstico de la
tasa de inflación en relación al modelo AR, el cual
no logra recoger el cambio en la trayectoria de la
inflación que se produce en el 2004.
Oeconomia
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
Los resultados anteriores conllevan a las siguientes
conclusiones:
En el periodo de estabilidad analizado los modelos
de brecha y de costos no mostraron ninguna mejora
significativa en los resultados de los pronósticos en
relación al modelo autorregresivo lo que implica
que, por el criterio de parsimonia, es conveniente
utilizar para fines de pronóstico los modelos AR
en periodos de estabilidad como complemento
de los modelos estructurales. Sin embargo, los
modelos estructurales nos permiten identificar los
los determinantes de la variación de las variables, a
diferencia de los modelos autorregresivos.
En los periodos de mayor inestabilidad la información
histórica de la serie no es suficiente para predecir su
comportamiento futuro por lo que es recomendable
usar modelos estructurales que puedan recoger parte
de esa dinámica.
Se debe destacar que en los modelos multivariables
los datos utilizados para las series explicativas
corresponden a los datos observados, por lo que
una posible mejora a este artículo sería introducir
estimaciones de esas variables, lo cual aumentaría
la incertidumbre asociada al pronóstico de la
dependiente, excepto en el caso en que las variables
explicativas sean variables de política económica,
en cuyo caso se trataría más bien de un ejercicio
de simulación.
Sin embargo, los pronósticos de largo plazo basados
en modelos ARIMA univariantes representan
la fuerza o inercia del sistema ya que se basan
únicamente en la información pasada; en esa medida
son útiles para estimar los valores que hubiera
tomado la serie si ningún fenómeno externo hubiese
alterado el curso de la misma.
IV. Conclusiones y Recomendaciones
Este artículo investiga los determinantes de la
inflación en República Dominicana para el periodo
1993-2007 usando dos modelos trimestrales. El
primero de ellos es realizado en un contexto de
57
un modelo P*, que incluye las brechas de precios
doméstica y externa. El segundo trata de recoger
el efecto en la inflación de los factores de oferta a
través de los costos de producción de las empresas.
Luego se evalúan sus capacidades para pronosticar
en distintos contextos económicos comparándolos
con un modelo ARIMA.
Con el fin de recoger la dinámica de los precios
con los modelos se utilizó un procedimiento de lo
general a lo específico, el cual tiene la ventaja de
arrojar resultados basado en la teoría económica, a
través de la modelización de largo plazo y de recoger
la dinámica de los datos en el corto plazo, a través
de un modelo de corrección de errores.
A través del modelo de brechas de precios fue posible
modelar la relación de equilibrio doméstica y externa
de los precios a través de la teoría cuantitativa del
dinero y de la PPC, respectivamente.
El análisis de equilibrio de largo plazo doméstico
y externo reflejó que la política monetaria ha sido
mayormente restrictiva durante el periodo estudiado,
ya que los precios observados se mantuvieron
debajo del equilibrio en la mayor parte del tiempo.
Ambos desequilibrios tienen efectos rezagados y de
magnitudes similares en la inflación.
Para el periodo analizado el crecimiento del índice
de precios de un trimestre a otro es explicado
en un 89%, según el modelo de brechas, por la
devaluación del tipo de cambio en el trimestre, la
inflación de EEUU en el trimestre y un trimestre
anterior, por el crecimiento del EPP en el mismo
trimestre y tres trimestres anteriores, por los
desequilibrios del período anterior en los mercados
domésticos y externos, así como por dos variables
dummies que recogen el efecto de la crisis bancaria
de 2003. Cambios en el PIB potencial y en la
velocidad en circulación del dinero no afectan los
precios en el corto plazo.
El segundo modelo macroeconómico estimado
fue el de costos de producción a través del cual se
encontró una relación de equilibrio de largo plazo
58
entre el nivel de precios, la productividad laboral, el
tipo de cambio nominal, los precios internacionales
del petróleo y el efectivo en poder del público.
Este resultado es de gran relevancia para fines de
política monetaria porque muestra que es posible
estimar la senda de precios de largo plazo en la
economía asumiendo una ganancia constante de las
empresas sobre el costo que para ellas representan
estos factores.
La dinámica de corto plazo de los precios es
explicada en un 85%, según el modelo, por el
crecimiento en el trimestre del EPP, del tipo de
cambio nominal y de los precios del petróleo y por
dos variables dummies que recogen el efecto de la
crisis bancaria, una en el primer trimestre del año
2003 y otra en el primer trimestre del año 2004.
Cambios en la productividad laboral no afecta la
dinámica de los precios en el corto plazo.
El análisis de los pronósticos en los distintos
periodos muestra que en un escenario de inflación
estable los modelos multivariables no mejoran
significativamente las proyecciones realizadas con
el modelo ARIMA, principalmente en el corto plazo.
Por el contrario, en periodos de fuerte inestabilidad,
los modelos estructurales tienen mucho mejor
desempeño en el pronóstico de la inflación en todos
los plazos.
Los resultados econométricos muestran que es
factible estimar relaciones robustas de los precios
y la inflación para República Dominicana. Las
estimaciones se mantienen robustas a la omisión
de las variables y a cambio de período muestral, y
sus estimadores de largo y corto plazo se mostraron
estables. El modelo de corrección de errores de
los modelos estructurales cumple con todos los
requisitos econométricos que debe cumplir el
residuo de la ecuación para ser ruido blanco.
La robustez de los resultados arrojados en las
estimaciones econométricas junto al buen poder
predictivo de la inflación futura que muestran
los modelos, permite inferir que los modelos
simples estimados pueden ser utilizados para
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
obtener pronósticos razonablemente buenos de la
inflación, así como proporciona información que
permite entender los factores que afectan el proceso
inflacionario dominicano, elemento clave en una
economía como la dominicana en el que el Banco
Central tiene como misión principal la estabilidad
de precios.
Sin embargo es preciso señalar que, los modelos
están sujetos a mejoras que podrían añadir más
robustez y dar un mayor conocimiento del proceso
inflacionario, como son: 1) cambios en la política
de impuestos no están recogidos explícitamente en
las ecuaciones , 2) los resultados podrían mejorar
si existieran series largas en el mercado laboral
que capturen mejor la dinámica en este sector de la
economía real, 3) la no exogeneidad entre algunas
de las relaciones de las ecuaciones podrían limitar
el uso de estos modelos para medir el impacto de
la política monetaria en el largo plazo debido al
efecto de retroalimentación entre algunas de las
variables 4) los modelos podrían incluir de manera
más detallada los factores determinantes, lo que
podría proporcionar un mejor entendimiento de la
dinámica inflacionaria.
En cuanto a los pronósticos una posible mejora
en un futuro sería el uso de estimaciones de las
variables explicativas en vez de tomar los valores
observados. Finalmente, para uso de herramienta
de política los modelos deberían ser actualizados
de manera constante como forma de recoger los
posibles cambios estructurales que exista en la
relación de los precios y sus determinantes.
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Evaluación de Indicadores de Inflación Subyacente en República
Dominicana (I de II)
Por Alexander Medina Féliz e Ian Nicholás Abud
Introducción1
Los Bancos Centrales en la mayoría de los países
a nivel mundial han hecho énfasis en los últimos
años, de una manera más rigurosa, en la reducción
de la inflación como objetivo primordial. República
Dominicana no escapa de esta tendencia, llegando
incluso a plantearse la adopción en un futuro de un
esquema de metas de inflación.
Este contexto, junto a la alta volatilidad de los
precios del petróleo en los mercados internacionales
ha generado una discusión acerca de cuál ha sido la
inflación generada por factores monetarios y cuáles
por factores exógenos.
En este sentido es un punto crucial determinar
una medida de inflación que remueva, del nivel de
inflación tradicionalmente calculado, los efectos
causados por factores no monetarios y que son
choques de corto plazo que afectan los precios
relativos de manera transitoria. Este indicador es lo
que llamamos indicador de inflación subyacente.
A pesar de la relevancia e importancia de la
“Inflación Subyacente” no existe una definición
única de la misma. Algunos investigadores la
han asociado a aquella que se relaciona con el
crecimiento del dinero. Otros la relacionan con el
componente de la inflación que no afecta el PIB real
en el mediano y largo plazo y otros la relacionan al
componente de largo plazo de la inflación.
63
tomar sus decisiones y evaluar de mejor manera
la efectividad de la política monetaria, que es
tradicionalmente medida según el grado de inflación
alcanzado en un periodo determinado.
Existen distintas metodologías de cálculo
dependiendo de la definición de la señal que
queramos extraer del comportamiento de los
precios.
En la práctica, sin embargo, la tarea de elegir un
indicador para ser utilizado por las autoridades es
difícil y complicada debido principalmente los a
tres factores siguientes:
1) No existe una única metodología para
aislar los ruidos que no son asociados a los
factores económicos “fundamentales” de la
economía
2) La medida seleccionada depende de la “señal”
que interese al Banco Central monitorear y
3) La medida debe ser clara y entendible para los
agentes económicos.
Los “ruidos” que pueden estar afectando el uso de la
inflación como indicador de la política monetaria son
principalmente de dos tipos. Primero, la inflación
convencional recoge el cambio promedio de precios
de los bienes y servicios en una economía, sin
importar si estos están relacionados a presiones de
demanda o de oferta. La inflación subyacente está
relacionada, sin embargo, a presiones de demanda
y no con las de oferta2.
Las medidas de inflación subyacente se pueden
utilizar para distintos propósitos, como son: 1)
meta explícita en el caso de regímenes de metas de
inflación, 2) como una guía para que las autoridades
monetarias tomen sus decisiones de políticas y/o, 3)
como un indicador adelantado de la inflación.
El indicador de inflación subyacente permitiría a los
hacedores de política y a los agentes económicos
contar con mejores herramientas con las cuales
1
El personal de la División de Precios del Departamento de Cuentas
Nacionales elaboró muchos de los indicadores subyacentes analizados en este
artículo. Los autores agradecen además la labor de asistencia de investigación
de Miguel Llibre.
En los dos de artículos en que se dividirá este estudio
se busca construir y evaluar distintos indicadores de
inflación subyacente para la República Dominicana
utilizando métodos estadísticos ampliamente
reconocidos internacionalmente. En este primer
artículo presentaremos las distintas definiciones de
lo que se conoce como inflación subyacente. Luego
se realiza un breve análisis del comportamiento
de la inflación observada durante el periodo de
estudio (2002-2007), así como la composición del
2
Ejemplo de presiones de oferta son los cambios de precios originados en el
aumento de los precios del petróleo, o por un fenómeno atmosférico.
64
IPC. Luego se presentan las principales medidas
de cálculo de la inflación subyacente que son
reconocidas a nivel internacional, como son el
método de exclusión de bienes, el de extracción de
señales y el de influencia limitada, sus ventajas y
desventajas.
En el segundo artículo de este estudio se presentarán
los principales criterios de evaluación de los
indicadores de inflación subyacentes utilizados en
la literatura y con los mismos se procederá a evaluar
los indicadores presentados en el artículo uno. Luego
veremos un Luego se procede a la realización de
un análisis más detallado de los indicadores
seleccionados, y en otra sección se muestra la
experiencia de otros países en el tratamiento de los
indicadores. Finalmente se detallan las conclusiones
y recomendaciones.
2) Definición de Inflación Subyacente
La inflación subyacente es un concepto abstracto que
no es medible empíricamente, sino estimado a partir
de la “señal” a extraer por parte de las autoridades.
Por tal razón, existen distintas definiciones de este
concepto. A continuación presentamos las tres más
utilizadas entre los países, y donde existe cierto
consenso entre los investigadores, las cuales son: i)
inflación subyacente en relación con los agregados
monetarios, ii) inflación subyacente relacionada
con el componente permanente de la inflación
agregada y iii) inflación subyacente relacionada con
el componente de la inflación que no afecta el PIB
real en el mediano y largo plazo.
i) Inflación subyacente en relación con la política
monetaria.
Bryan y Cecchetti (1993) sugiere que la inflación
subyacente se relaciona con la tasa de crecimiento
de la oferta monetaria. Ellos evalúan las medidas
de inflación subyacente basados principalmente en
la relación de largo plazo de la medida respectiva y
el crecimiento de los agregados monetarios.
En este sentido, si la inflación agregada (IPC
efectivo) es igual a la inflación monetaria se tendrá
que: π = δ m
((1)
)
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
En cuyo caso la inflación subyacente será igual a la
inflación efectiva e igual a la inflación monetaria o
cambios en el agregado monetario ((δ m))
Si la inflación agregada es diferente de la subyacente
se tendrá:
π = δ m +ε
(2)(2)
Donde ε representa los choques con impacto en
el corto plazo con media igual a cero y varianza
desconocida.
ii) Inflación subyacente relacionada con el
componente permanente de la inflación agregada
Blinder (1997) identifica la inflación subyacente
con la parte permanente de la inflación agregada.
En este aspecto, se desea una medida que de mayor
ponderación dentro de la canasta total a los bienes
y servicios que exhiban mayor persistencia y poco
peso a aquellos que muestren poco o ningún grado
de persistencia, en el entendido de que una mayor
duración de los cambios en los productos se asocian
mejor con la inflación futura.
iii) Inflación subyacente relacionada con el
componente de la inflación que no afecta el PIB
real en el mediano y largo plazo
Quah y Vahey (1995) definen la inflación subyacente
como el componente de la inflación agregada que
no tiene impacto de mediano y largo plazo en la
actividad económica real (noción que es consistente
con la interpretación de la curva de de Phillips
vertical de largo plazo). Estos resultados asumen la
superneutralidad el dinero, indicando que cambios
en la tasa de crecimiento monetario no tienen efectos
de largo plazo en el nivel del producto.
Quah y Vahey (1995) asumen que movimientos
de la inflación son explicados por dos choques
estructurales que se distinguen por sus efectos en
el producto: el primer choque afecta el nivel del
producto en el largo plazo, pero el segundo no.
Los choques que interesan para fines de inflación
subyacente son los segundos.
Oeconomia
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
3) Comportamiento de la Inflación en República
Dominicana
La inflación promedio interanual durante el
periodo 2000-2007 en República Dominicana fue
de 15.72%, afectada principalmente por la crisis
bancaria ocurrida en el año 2003, que causó que
la inflación mensual promedio interanual de 20032004 fuera de 39.8%. La varianza alcanzó un valor
promedio de 300.76%, explicada por la fuerte
expansión monetaria fruto del salvamento de los
depositantes de los bancos quebrados en el 2003
y de la fuerte incertidumbre que este evento causó
en la economía.
65
(0.63), yuca (0.56), nueces (0.52) y arroz (0.52).
Los menos volátiles fueron los siguientes servicios:
reparación de calzados (0.05), corte de pelo (0.05),
servicio doméstico (0.02), etc.
4) Distintas Medidas de Inflación Subyacente:
Cálculo para República Dominicana
En la práctica no existe consenso en cuanto al
método “correcto” de estimación de la inflación
subyacente, debido a que es un fenómeno no
observable.
Cuando se realiza el análisis por bienes y servicios
los que mayor inflación anualizada promedio
experimentaron en el período fueron: cirugía y
honorarios (37.3%), gas propano (32.5%), gasolina
regular (28.8%), pintura (28.6%), pasajes al exterior
(26.6%), gasolina premiun (26.3%) y cigarrillos
(24.7%). Los de menor inflación fueron básicamente
servicios, como son: suscripción al periódico
(6.8%), reparación de calzados (6.7%), servicios
domésticos (4.7%) y rifas (1.4%).
Los bienes y servicios más volátiles dentro de la
canasta3 para el periodo 2000-2007 fueron: pintura
3
La volatilidad es medida a través del cálculo de la desviación estándar para el
periodo.
Existen sin embargo dos grandes grupos de
metodologías en las que se han dividido las medidas
de inflación subyacente: 1) las medidas estadísticas,
a través de las cuales se remueven o reponderan
los componentes del índice de precios con el fin de
extraer el componente permanente de la inflación
y que está asociado a la política monetaria y, 2)
las medidas basadas en modelos econométricos,
los cuales están más relacionados con la teoría
económica y donde la inflación subyacente se
construye a través de determinantes de la inflación
de largo plazo.
En este trabajo analizaremos las medidas según
el enfoque estadístico, dejando para una próxima
versión de este trabajo las medidas basadas en
modelos econométricos. Hemos utilizado en el
análisis el cambio de los precios interanual (12
meses) debido a que el crecimiento de año a año de
los precios evita el problema de la estacionalidad.
66
Los métodos estadísticos analizados en este artículo
para el caso dominicano se dividen en tres grandes
bloques:1) Medidas de exclusión, 2) Medidas de
extracción de señales y 3) medidas de influencia
limitada (medias truncadas).
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
priori” algunos componentes que son afectados por
choques de oferta4, que son sujetos a la regulación
gubernamental o que no tienen relación con la
evolución de los agregados monetarios, como son
los componentes de alimentos y energía, transporte,
impuestos indirectos, y los intereses hipotecarios.
10
En el caso de la inflación subyacente por el
método ADHOC para República Dominicana, se
construyeron tres indicadores: 1) el ADHOC1 que
excluye los bienes agropecuarios, combustibles,
servicios administrados y transporte, que representan
el 33.58% de la canasta familiar. 2) el ADHOC2
que excluye los bienes y servicios relacionados
con combustibles, energía, servicios de transporte,
bebidas alcohólicas y productos del tabaco y 3) el
ADHOC3 que excluye combustibles, energía y
servicios de transporte.
G rá fico 3
In fla ció n O b se rva d a y Su b ya ce n te AD HO C 1 , AD HO C 2 Y AD HO C 3
2 0 0 0 :1 -2 0 0 7 :4
70
60
50
40
30
Dentro de las medidas de exclusión tenemos,
las medidas de exclusión ADHOC, exclusión
según volatilidad y exclusión según ponderación
por volatilidad. Por otra parte, las medidas de
extracción de señales analizadas son el enfoque de
ponderación por persistencia y el ponderado por
volatilidad. El último conjunto de metodologías
estudiadas, que corresponden al enfoque de
influencia limitada, comprende la media acotada
simétrica, la media acotada asimétrica, la mediana
y la mediana ponderada. A continuación veremos en
qué consisten estas metodologías, su aplicación en
República Dominicana, y las ventajas y desventajas
de cada una.
4.1) Medidas basadas en Exclusión:
20
10
0
-10
2001
2002
2003
IN LF A C IO N _IP C
A DHOC2
2004
2005
2006
A DHOC1
A DHOC3
Ventajas y Desventajas
La ventaja de este método es que es fácil de calcular
y de explicar al público, su cálculo es oportuno5 y es
fácilmente comparable con los índices de inflación
subyacente de otros países que excluyen los mismos
componentes. Las desventajas son principalmente
11
4
4.1.1) Medidas de Exclusión ADHOC: A través de
este método se excluye de forma discrecional o “a
2000
Algunos choques de oferta son las variaciones de los precios del petróleo o
los cambios en el clima
5
Oportuno en el sentido de que pueda ser publicado junto a la inflación
agregada.
Oeconomia
67
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
la discrecionalidad con la que se excluyen los
componentes, basados en juicios “a priori”. Además
la exclusión AD-HOC de ciertos rubros supone
implícitamente que los choques que afectan estos
rubros son siempre de oferta y de que son los más
volátiles dentro de todos los componentes del IPC,
cuando no siempre estos argumentos son ciertos
en la práctica.
4.1.2) Medidas de Exclusión basados en el Enfoque
Sistemático: como la inflación subyacente es
asociada al componente de tendencia o de largo
plazo de las series, los movimientos erráticos se
perciben como ruidos de corto plazo que afectan
la señal de la inflación. Por esta razón, los bienes
y servicios más volátiles dentro del IPC son
removidos con el objetivo de obtener un indicador
de inflación asociado a la parte fundamental o de
largo plazo de la economía. Existen dos criterios
principales a través de los cuales se analiza la
volatilidad de cada rubro: 1) según la volatilidad de
cada componente del IPC y 2) según el aporte del
componente a la volatilidad de la inflación agregada
(volatilidad-ponderación).
el IPCSEV (10%), IPCSEV (20%), IPCSEV (30%)
e IPCSEV (40%), según el porcentaje excluido.
En el IPCSEV (10%) se excluyen 17 bienes y
servicios, de los cuales los de mayor ponderación
son gasolina regular y gasolina premium, transporte
en carros de concho, pasajes al exterior, cigarrillos
de tabaco rubio y gas propano. El IPCSEV (20%)
excluye 39 rubros de los cuales los más relevantes,
en adición a los anteriores, son automóviles,
leche en polvo, arroz corriente, yuca y seguro
de vehículos. En el IPCSEV (30%) se extraen
adicionalmente transporte en motoconcho7, gastos
en mantenimiento de vehículos, servicio telefónico
local, arroz selecto y fideos, para un total de 44
bienes y servicios excluidos en el IPCSEV (30%).
Finalmente, dentro de IPCSEV (40%) son excluidos
de manera adicional a los rubros anteriores los
gastos en alimentos preparados fuera del hogar y
energía eléctrica, entre otros, para un total de 58
rubros. En el gráfico 4 se muestra la trayectoria estos
cuatro indicadores de inflación subyacente junto a
la inflación agregada.
13
Gráfic o 4
Inflac ión O bs ervada y S ubyac ente por E xc lus ión s egún Volatilidad
2000:1-2007:4
4.1.2.1) Medidas de Exclusión basadas en la
Volatilidad:
70
60
50
Esta metodología consiste en excluir del cálculo
del índice tradicional aquellos rubros que tienen
mayor volatilidad. El porcentaje a excluir varía,
no existiendo una regla formal para determinar ese
porciento de exclusión. Tradicionalmente los países
excluyen 10%, 20%, 30% ó 40%6 dependiendo del
grado de representatividad de la canasta que estén
dispuestos a excluir y de cuál de los indicadores
resulta mejor en las evaluaciones.
40
30
20
10
0
12
En República Dominicana se siguió el mismo
procedimiento de investigaciones como la de
D’Amato et al (2005) donde se excluye el 10%,
20%, 30% y 40% más volátil de la canasta, por lo
que se obtuvieron cuatro Indicadores Subyacentes
de Exclusión según Volatilidad (IPCSEV) que son
6
Ver D’Amato et al (2005)
-1 0
2 00 0
2 00 1
2 00 2
2 00 3
IN L F A C IO N _ IP C
IP C S E V (2 0 % )
IP C S E V (4 0 % )
2 00 4
2 00 5
2 00 6
IP C S E V (1 0 % )
IP C S E V (3 0 % )
4.1.2.2) Medidas de Exclusión basados en la
Volatilidad por Ponderación:
A través de este método se excluyen aquellos
rubros de mayor contribución a la volatilidad del
7
El motoconcho es un tipo de transporte público en República Dominicana
Banco Central de la República Dominicana
68
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
IPC. Es decir, aquellos cuya varianza multiplicada
por su ponderación dentro del IPC total es
mayor. Siguiendo el mismo procedimiento de la
sección anterior, se calcularon cuatro Indicadores
Subyacentes de Exclusión según Volatilidad
por Ponderación (IPCSEVP) dependiendo del
porcentaje de rubros de la canasta a excluir en
cada índice. Estos cuatro índices subyacentes son,
IPCSEVP (10%), IPCSEVP (20%), IPCSEVP
(30%) y IPCSEVP (40%).
En el IPCSEVP (10%) sólo se excluyen gasolina
regular y gastos en alimentos preparados fuera
del hogar. En IPCSEVP (20%) se extraen además
gasolina premium, automóviles, transporte en
carros de concho y energía eléctrica. En IPCSEVP
(30%) se excluyen adicionalmente arroz selecto,
servicio telefónico local y alquiler de vivienda
Por último, en IPCSEVP(40%) se excluyen
además pollo de granja fresco matado, transporte
en autobús, transporte en motoconcho, leche en
polvo, servicios en cirugía y honorarios, pasaje al
exterior, gas propano y cigarrillos de tabaco rubio.
En el gráfico 5 se muestran las cuatro medidas de
inflación subyacentes junto a la inflación observada
tradicional.
Gráfic o 5
Inflac ión O bs ervada y S ubyac ente por E xc lus ión s egún Volatilidad y P onderac ión
2000:1-2007:4
70
contribuyendo a la credibilidad que debe tener
toda buena medida de inflación subyacente. La
desventaja radica en que la decisión del porcentaje
de los componentes a excluir sigue siendo arbitraria
y con pocos fundamentos teóricos.
4.2 Medidas de Extracción de Señales:
Como vimos anteriormente, Blinder (1997)
identifica a la inflación subyacente como la parte
“permanente” de la inflación. En este sentido,
para la construcción de los índices, Blinder (1997)
utiliza toda la información desagregada del IPC,
y asigna mayor ponderación a aquellos bienes y
servicios que maximizan la “señal” subyacente que
se desea extraer. Las dos medidas más utilizadas en
la práctica, siguiendo este enfoque, son: 1) enfoque
ponderado por persistencia y 2) enfoque ponderado
por volatilidad.
Gráfic o 6
Inflac ión O bs ervada y S ubyac ente P onderado por P ers is tenc ia
2000:1-2007:4
70
60
50
40
30
20
60
50
10
40
0
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-1 0
20
10
2 00 1
2 00 2
2 00 3
IN L F A C IO N _ IP C
0
-1 0
2 00 0
2 00 0
2 00 1
2 00 2
2 00 3
IN L F A C IO N _ IP C
IP C S E V P (2 0 % )
IP C S E V P (4 0 % )
2 00 4
2 00 5
2 00 6
IP C S E V P (1 0 % )
IP C S E V P (3 0 % )
Ventajas y Desventajas
Las ventajas de este tipo de medidas de exclusión
son la facilidad de construcción y la claridad con
que puede ser explicada al público en general,
4.2.1
2 00 4
2 00 5
2 00 6
IP C S P P
Enfoque Ponderado por Persistencia:
Cutler (2001) sugiere que una forma de extraer el
componente durable o persistente de la inflación
sería otorgando un alto peso a los cambios que
se manifiestan como persistentes, y relativamente
poco peso a aquellos que muestran escasa ó ninguna
continuidad en el tiempo, sobre la base de que
cambios de precios persistentes acarrean, con una
Oeconomia
69
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
probabilidad más alta, mayor información acerca
de la inflación futura. En este sentido Cutler (2001)
propone estimar la persistencia histórica de los
cambios de precios de cada componente para luego
reponderar el índice agregado.
Para el caso dominicano procedimos a calcular
los coeficientes de persistencia de las series de
los distintos bienes y servicios que componen el
índice tradicional, a través de la estimación de
un modelo autorregresivo de primer orden para
cada una de ellas. El coeficiente que acompaña al
término autorregresivo resultante es una medida
de la persistencia de la inflación anualizada de ese
rubro. Se reponderan los productos dándole mayor
ponderación a aquellos componentes del IPC cuyos
coeficientes de persistencia son más altos.
En una segunda etapa se multiplican las series
del IPC de cada componente por su ponderador
de persistencia y se suman para obtener el
Indicador Subyacente Ponderado por Persistencia
(IPCSPP). Los bienes y servicios con coeficientes
de persistencia más altos fueron colchas, alquiler
de viviendas, servicios domésticos, etc. El gráfico
6 muestra el comportamiento de este índice junto a
la inflación observada.
Ventajas y Desventajas
Una ventaja de este método consiste en que, a
diferencia de otros esquemas, no descarta “a priori”
la información de largo plazo que puede estar
contenida en los precios de los bienes y servicios y
tiende, por ende, a representar buenos indicadores
del componente durable de la inflación.
Entre los inconvenientes están que las estimaciones
autorregresivas calculadas pueden estar sujetas a
la Crítica de Lucas, debido a que los coeficientes
autoregresivos estimados dependerán de la política
pasada y su validez en el futuro está sujeta a que
no existan cambios de políticas y no se produzcan
cambios estructurales.
Otra desventaja de este tipo de indicador es que
carecen de una base teórica que respalde su uso,
unido a la relativa dificultad en su explicación al
público.
4.2.2Enfoque Ponderado por Volatilidad:
Dow (1994) y Diewert (1995) sugieren un método
de extracción de señales que propone fijar los pesos
de acuerdo con la varianza exhibida por la tasa
relativa de variación de precios de cada componente
del índice de precios al consumidor en estudio.
De acuerdo con este enfoque, los diferentes pesos
de los bienes y servicios podrían ser calculados
como un cociente entre el recíproco de la varianza
de cada serie en el periodo escogido y la suma
de todos los recíprocos de la varianzas de cada
componente, normalizando de esta forma el vector
de ponderadores a 1:
donde σ i es la varianza del i-ésimo componente
del índice de precios al consumidor.
2
A partir de la estructura de ponderadores obtenida
se multiplica el valor de cada índice individual por
el ponderador correspondiente en cada periodo,
y luego se suman todos ellos para estimar el
valor del índice agregado de inflación subyacente
correspondiente. Los bienes y servicios más volátiles
dentro de la canasta familiar para el periodo 20002007 fueron: pintura (0.63), yuca (0.56), nueces
(0.52) y arroz (0.52). En el gráfico 7 se muestra la
variación del Indicador Subyacente Ponderado por
Volatilidad(IPCSPV) junto la inflación general.
Banco Central de la República Dominicana
70
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
Gráfic o 7
Inflac ión O bs ervada y S ubyac ente P onderado s egún Volatilidad
2000:1-2007:4
70
60
50
40
30
20
10
0
-1 0
2 00 0
2 00 1
2 00 2
2 00 3
IN L F A C IO N _ IP C
2 00 4
2 00 5
2 00 6
IP C S P V
Ventajas y Desventajas
La conveniencia en la utilización de esta medida
radica en que no se requiere una revisión permanente
de los valores históricos de los indicadores cada
vez que se incorporan nuevos datos en su cálculo,
como resulta en algunas medidas estadísticas y
econométricas. En adición, poseen una base a nivel
teórico que avala su uso porque los componentes
más volátiles en algunos periodos, pueden estar
relacionados fuertemente con la política monetaria.
La debilidad principal de esta metodología radica
en su relativa sofisticación en comparación a
los métodos de exclusión, lo que lo hace menos
entendible al público en general.
4.3 Medidas de Influencia Limitada: Medias
Truncadas:
Bryan y Cecchetti (1993) argumentan que los
cambios de precios en los extremos de una
distribución de probabilidades de precios tienden a
contener menos información acerca de las presiones
subyacentes que las colocadas en el centro de la
distribución, por lo que sería más informativo para
fines de toma de decisiones, una inflación truncada
que una inflación agregada total.
Bryan, Cecchetti y Wiggins(1997) plantean el
cálculo de una medida de inflación subyacente
obtenida mediante el uso de la media acotada,
que consiste en excluir un cierto porcentaje de
los mayores y menores cambios de precios en los
componentes del índice.
Mankikar y Paisley (2004) argumentan que
las medidas basadas en el acotamiento de las
distribuciones de probabilidad requieren que los
precios en la economía sean rígidos. Esto así porque
con precios flexibles, las variaciones en los precios
relativos de los bienes de un sector se compensarían
con cambios en otro sector, dejando la tasa de
inflación agregada sin cambios. En una economía
con precios totalmente flexibles no tendría mucho
sentido cortar parte de las colas.
En la práctica, sin embargo, los precios no son
totalmente flexibles a la baja, por lo que un cambio
en los precios relativos de bienes de un sector puede
conducir a cambios en los precios agregados de la
economía en el corto y mediano plazo.
Cuando los datos provienen de una distribución
normal, la media muestral es el estimador de
menor varianza del primer momento (de la media
poblacional). Sin embargo, estimaciones de
distintos países8 muestran que los precios no tienen
una distribución de probabilidad Normal, por lo
que es mejor truncarlas. Silver (2006) explica que
entre las posibles causas de la no normalidad en los
cambios de los precios están las imperfecciones en
la medición del índice de precios al consumidor, y
la rígidez de los mismos.
14
Si la distribución no es normal, un problema de
kurtosis (distribución leptokúrtica) nos indicaría
que la media muestral no es el estimador más
eficiente, pues al ser las colas de la distribución muy
gordas habría alta probabilidad, al escoger de una
muestra aleatoria, de que la media de esa muestra no
represente la media poblacional. Si la distribución,
por el contrario, presenta problemas de asimetrías,
8
Ver Lefort (1999) )para Chile, Roger (1995) para Nueva Zelandia entre
otros
Oeconomia
71
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
indicaría que se debe hacer un truncamiento con
mayor peso hacia el lado del sesgo, porque si el
corte de colas se hace simétrico podría dar como
resultado un IPC subyacente sesgado9. Las medidas
de inflación subyacentes truncadas presentadas
en este trabajo son: la media acotada simétrica, la
media acotada asimétrica, la mediana y la mediana
ponderada.
15
Gráfic o 8
Inflac ión O bs ervada y S ubyac ente Ac otada S im étric a
2000:1-2007:4
70
60
porcentaje de ambas colas de la distribución de
precios, esta pasan a ser normalmente distribuida
y no se puede rechazar la hipótesis de normalidad
dada por la prueba Jarque- Bera.
Valdivia y Vallejos (2000) sugieren que una medida
que nos indicaría el porcentaje eficiente de recorte
sería la suma de las diferencias al cuadrado de las
series subyacentes resultantes con las series de
tendencia de largo plazo, que puede ser aproximada
por el filtro de Hodrick-Prescott (1981). El estimador
eficiente será aquel que minimice esa diferencia y
que a su vez tenga una dispersión menor a la de la
inflación y una variación acumulada similar.
50
40
30
20
10
0
-1 0
2 00 0
2 00 1
2 00 2
2 00 3
IN L F A C IO N _ IP C
IP C S M A S (1 0 % )
2 00 4
2 00 5
2 00 6
IP C S M A S (5 % )
IP C S M A S (1 5 % )
Para el caso dominicano calculamos tres Indicadores
Subyacentes de Media Acotada Simétrica (IPCMAS):
1) el IPCMAS (5%) donde se eliminan del cálculo
aquellos bienes y servicios que se encuentran dentro
del 5% de mayor cambio de precios y los que se
encuentren en el 5% menor y 2) el IPCMAS (10%)
donde se excluyen el 10% de mayor y menor cambio
y 3) el IPCMAS (15%) donde el porcentaje a excluir
de ambas colas es 15%.
Ventajas y Desventajas
4.3.1
Media Acotada Simétrica
Si la distribución de los precios en los distintos
periodos analizados es normal, la media aritmética
es un estimador eficiente e insesgado de la media
de la distribución. Sin embargo, en la práctica
las distribuciones de los precios tienden a ser no
normales. Por esta razón tienden a recortarse las
medias.
El porcentaje a excluir de las colas es variable
y “subjetivo”. Aucremanne (2000) y Heath et al
(2004) consideran que la decisión de cuánto excluir
de cada cola de la distribución de precios debería
hacerse tomando en cuenta que al recortarse ese
9
En la mayoría de los casos las distribuciones leptokúrticas tienen problemas
de asimetría.
Entre las ventajas de este método están: 1) la media
acotada se encuentra que es un indicador oportuno,
fácil de compilar y calcular una vez se ha tomado la
medida del porcentaje a excluir de cada extremo de
la distribución de probabilidad, 2) si la exclusión de
los porcentajes de las colas llegan a ser los correctos
se elimina el problema de distribución leptocúrtica
y el indicador de inflación subyacente resultante
pasa a ser eficiente y la distribución de probabilidad
de los precios que componen la canasta pasa a ser
normal, 3) a diferencia de los métodos de exclusión,
nos proporcionan un criterio objetivo a través del
cual recortar los extremos.
Entre los problemas asociados a esta medida están:
1) no es fácilmente entendible por el público 2)
resulta un poco ambigua en cuanto al porcentaje a
Banco Central de la República Dominicana
72
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
excluir de cada extremo, lo que la descarta como
indicador meta de inflación subyacente y 3) es una
medida que excluye los extremos lo que puede ser
incorrecto.
4.3.2
Media Acotada Asimétrica
El segundo tipo de indicadores subyacentes
truncados que analizamos son los construidos
bajo el enfoque de media acotada asimétrica.
Las distribuciones de los cambios de los precios
tienden a ser asimétricas debido a la rigidez a
la baja de los precios. Entre las causas de esta
rigidez se encuentran: i) los costos de menú, ii)las
barreras a la entrada en los mercados, iii)el nivel
de concentración en las industrias y iv) el tiempo
entre el cual los compradores y los vendedores
realizanun negocio10.
16
Gráfic o 9
Inflac ión O bs ervada y S ubyac ente As im étric a
2000:1-2007:4
70
60
50
En este trabajo hemos calculado seis Indicadores
Subyacentes de Media Acotada Asimétrica
(IPCMAA). Tres de ellos calculados excluyendo
“a priori” un porcentaje mayor de productos más
volátiles en relación a los menos volátiles, esto con
el fin de disminuir o eliminar el sesgo positivo de la
distribución de corte transversal de los componentes
de la inflación.
Los otros tres fueron calculados excluyendo un
porcentaje de componentes del IPC que hicieran
“normal” la distribución de corte transversal del
IPC en cada período. Este porcentaje “óptimo” a
excluir se calculó siguiendo los siguientes pasos:
1) se ordenaron los componentes del IPC de mayor
a menor según el nivel de inflación promedio
interanual durante el periodo 2) se calculó el
percentil donde se encontraba la media aritmética,
3) se calculó para cada mes, el porcentaje a excluir
de cada componente para que la media aritmética
quedara en el percentil del 50%. En el gráfico 9 se
presentan tres indicadores subyacentes calculados
según este enfoque.
Ventajas y Desventajas
40
La metodología para el cálculo de la mediana
consiste en ordenar las variaciones de precios
de mayor a menor y la inflación subyacente
corresponde a la variación que se ubica en la mitad
de la lista. Para el caso dominicano los resultados
se presentan en el gráfico 10.
30
20
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-1 0
2 00 0
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IN L F A C IO N _ IP C
IP C S M A A (2 0 % )
2 00 4
2 00 5
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IP C S M A A (1 0 % )
IP C S M A A (3 0 % )
Ball y Mankiw (1995) argumentan que existe una
relación positiva entre la asimetría y la inflación.
Roger (2000) argumentó que existe una alta
frecuencia de asimetrías especialmente en países
en vías de desarrollo, donde tiende a existir mayor
cantidad de precios administrados, restricción al
comercio, desregulaciones y privatizaciones y
diferenciales de productividad entre industrias.
10
Ver Carlton (1986)
Las ventajas y desventajas de la media acotada
asimétrica se relacionan en gran medida con las
de la media acotada simétrica. A continuación se
analizan dos medidas subyacentes que son casos
extremos de media acotada: la mediana y la mediana
ponderada.
Oeconomia
73
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
4.4 Mediana
Gráfic o 11
Inflac ión O bs ervada y Mediana P onderada
2000:1-20007:4
Gráfic o 10
Inflac ión O bs ervada y Mediana
2000:1-2007:4
70
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70
50
60
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50
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2 00 1
2 00 2
2 00 3
IN L F A C IO N _ IP C
2 00 4
2 00 5
2 00 6
M E D IA N A
Lefort (1999) argumenta que si los precios fueran
totalmente flexibles y la distribución del choque
de precios simétrica, ante un choque de precios
relativos existe una fracción similar de firmas
que desearían incrementar precios y firmas que
desearían disminuir precios, el efecto final sobre
la inflación agregada va a ser cero. Sin embargo, si
las distribuciones del choque de precios relativos
son asimétricas, la inflación medida diferirá de la
inflación subyacente en el corto plazo. En este caso
la media aritmética no representaría un estimador
eficiente, pues lo ideal sería recortar esos extremos;
la mediana, sin embargo, sería un indicador
eficiente. La mediana es una forma extrema de una
media acotada, y es un indicador más eficiente que
la media para distribuciones leptokúrticas.
2 00 0
2 00 1
2 00 2
2 00 3
IN L F A C IO N _ IP C
2 00 4
2 00 5
2 00 6
M E D IA N A P O N D E R A D A
Ventajas y Desventajas
Silver (2006) explica que la mediana tiene la ventaja
de que es oportuna, fácilmente explicable y no es
afectada por valores extremos. Valdivia y Vallejos
(2000) citan entre las desventajas, el que se pierde
mucha información de sectores específicos y de
que cuando la distribución es asimétrica con sesgo
hacia la derecha o la izquierda, se invalida el uso
de la mediana simple como medida de tendencia
central, debido a que esta puede sobreestimar o
subestimar la media aritmética ponderada cuando
la distribución no es normal.
4.5 Mediana Ponderada
La mediana ponderada es un caso especial de
mediana donde se ordenan las contribuciones
ponderadas (variación por peso en la canasta) y la
inflación subyacente corresponde al componente
con el que se acumula el 50 por ciento de la canasta.
En el caso de una distribución asimétrica, la mediana
ponderada no corresponde al percentil 50.
74
Ventajas y Desventajas
Las ventajas y desventajas de la mediana ponderada
se relacionan en gran medida con las de la mediana
simple, pero en la mediana ponderada se corrige por
el problema de no-normalidad de la serie como una
ventaja en relación a la mediana simple.
En este sentido, Rogers (2000) argumenta
que es de esperarse que las distribuciones de
precios sean asimétricas principalmente en los
países en desarrollo, donde existen mayores
precios administrados, restricción al comercio,
desregulación y diferenciales de productividad entre
las industrias.
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Fuente de Datos: Banco Central de la República
Dominicana. www.bancentral.gov.do
75
Un Modelo de la Inflación para Chile
Por Joel González Pantaleón
I.
Introducción
La inflación ha sido un factor problemático y
persistente durante décadas principalmente en países
emergentes, y Chile no ha sido una excepción. A
pesar de haber logrado una disminución notable de
la inflación sin grandes costos reales del producto
a partir de 1991, al pasar de inflaciones de 22% a
5.1% a finales de 1998 y manteniendo una tasa de
crecimiento de la actividad económica promedio
en este período de 7.6%; en los últimos dos años la
inflación en Chile ha vuelto a acelerarse alcanzando
un nivel promedio de 6% durante los últimos 7
trimestres, (el 2007 y los período enero-junio de
2008) y se estima que para finales del 2008 se
situará por encima del 8%, muy por encima de su
nivel objetivo estipulado en 3%.
Gráfica 1: Inflación Anualizada en Chile
(1987m01-2008m01)
77
de cambio nominal, los agregados monetarios, el
saldo de la cuenta corriente, entre otros. El acierto
de este esquema se debió a que fue anclando
las expectativas de los agentes en niveles de
inflación cada vez más bajos, fundamentado en una
mayor credibilidad en las autoridades monetarias,
independencia del Banco Central y mayor claridad
en el manejo de la Política Monetaria.
Ahora bien, teniendo en cuenta que la Política
Monetaria tiene efectos rezagados sobre la inflación,
es imprescindible tener estimaciones robustas
de la variación del nivel de precios que permitan
proyectar con cierta precisión los niveles futuros de
inflación y se puedan trazar las acciones necesarias
para controlarla. Es precisamente el objetivo de
este estudio determinar cuáles son los factores que
inciden en el comportamiento de la Inflación en
Chile y estimar una ecuación que permita hacer
proyecciones puntuales sobre sus niveles futuros.
En la Sección II se presenta el Marco Teórico en
el cual se fundamenta este trabajo. La Sección III
presenta la Estimación Econométrica del modelo
y las pruebas correspondientes de evaluación de
comportamiento de la ecuación. En la Sección IV
se presentan las proyecciones futuras del modelo
con el fin de evaluar su consistencia, y por último
se presentan algunas conclusiones derivadas de los
resultados encontrados.
II.
El éxito de la reducción de la inflación durante los
noventas y la mantención de niveles por debajo del
4% durante los primeros 6 años de esta década se
le atribuye a la implementación del Esquema de
Metas de Inflación (EMI), donde se anuncia tanto el
nivel objetivo de la inflación como el horizonte de
tiempo de acción de la Política Monetaria. El EMI
utiliza como ancla para las expectativas el nivel
objetivo de la inflación y su principal instrumento
es la tasa de política monetaria (TPM). A diferencia
del Esquema de Agregados Monetarios (EAM), el
EMI no tiene un único objetivo intermedio, sino
que se monitorean: la brecha del producto, el tipo
Marco Teórico
Existente consenso en que la inflación es un
proceso causado por el desequilibrio entre la
demanda agregada y la oferta agregada. Además,
la dinámica de la inflación se ve afectada por
la inercia del propio nivel de precios y de otras
variables nominales como los salarios y el tipo de
cambio. Corbo-Piedrabuena (1994) exponen que
en procesos de inflaciones los agentes protegen
su salario real negociando aumentos salariales
nominales que se ajustan de acuerdo a la inflación
pasada; y la política cambiaria trata de proteger
al sector productor transable ajustando el tipo de
cambio a la evolución de la inflación. Estas reglas
de ajuste introducen fuertes inercias a la inflación,
78
haciendo más difícil su reducción y que esta tenga
fuertes costos en materia de desempleo.
Sin embargo, es posible que la dinámica de inflación
se vea afectada también por desequilibrios de
otros mercados. De acuerdo a Surrey (1989) la
inflación en una economía abierta con cierto grado
de industrialización puede ser explicada por: a)
desequilibrios en el mercado monetario donde
la expansión de la oferta monetaria es mayor al
crecimiento de la economía, b) desequilibrios en
el mercado interno, tanto en el mercado de trabajo
como en excesos de demanda y c) desequilibrios
externos, mediante una transmisión de alzas de
precios de bienes importados y alzas en el tipo de
cambio nominal.
Otro efecto importante en la disminución de la
inflación es el de las Expectativas Racionales. Esta
teoría desarrollada en la década de los 70s, supone
que las expectativas de inflación se modelan a través
de la esperanza matemática que de la inflación.
Asumiendo esta teoría y la existencia de rigideces
en el mercado de precios y salarios se deriva una
Curva de Phillips (intercambio entre inflación y
desempleo) Aumentada por las Expectativas de los
Agentes. Con esta modificación se puede explicar
una reducción significativa de la inflación sin costos
reales demasiados altos, siempre que los agentes
tengan credibilidad en el plan de reducción de la
inflación.
En la actualidad, el Banco Central de Chile modela
la dinámica de la inflación mediante una ecuación
para el comportamiento del Índice de Precios del
Consumidor Subyacente (IPCX1) que representa
el 69.2% del total del Índice de Precios del
Consumidor. A esta estimación le añade modelos
auxiliares para los componentes de precios de
combustibles, verduras y carnes, locomoción
colectiva, entre otros, para obtener el modelo
completo de la variación de Precios del Indice de
Precios del Consumidor.
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
El modelo estimado por el Banco Central es:
Donde: πe es inflación esperada, π *es la inflación
internacional, A(L) es un polinomio de rezagos y
Brecha Producto es la diferencia entre el Producto
Observado y el Tendencial.
Tomando en cuenta estos conceptos, este estudio
pretende estimar un modelo donde además de las
variables incluidas por el Banco Central, se incluyan
variables que puedan medir los efectos del mercado
laboral, de la emisión monetaria y del tipo de cambio
nominal.
Donde: Z es un vector de variables que incluyen:
Indicadores de Costos Laborales, Tipo de Cambio
Nominal, Agregados Monetarios, tasas de interés,
entre otras)
III.
Modelo Estimado
El modelo que se estimó en este trabajo utilizó como
variable dependiente el índice de precios subyacente
IPCX, que excluye de sus componentes el precio de
los combustibles y el precio de verduras y carnes.
El IPCX representa el 92.8% del índice de precios
general IPC.
Las variables que se intentaron utilizadas incluir en
la estimación fueron:
• IPCX: índice de precios subyacente, que excluye
el precio de los combustibles, las verduras y
carnes.
• IVUMR: índice de precios de las importaciones
excluyendo el precio de los derivados del
Petróleo. Esta variable fue utilizada como proxy
del índice de precios internacionales.
• TCN: Tipo de Cambio Nominal.
Oeconomia
79
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
• BRECHAPRODUCTO: se construye a través
de diferencia entre los logaritmos del Producto
Interno Bruto desestacionalizado y el Producto
de Tendencia, generado a través de un filtro de
Hoddrick-Prescott.
• IFL_ESP: inflación esperada medida por el
diferencial entre las tasas de colocación y la de
captación de 1 a 3 años.
• DLOGM1: Tasa de crecimiento del agregado
monetario M1A.
• TPM: tasa de política monetaria determinada
por el Consejo del Banco Central.
Cuadro 2: Método de Relación de Largo Plazo a
la Pesaran, Shin y Smith (2001):
Parámetros
α
Φ
β
δ
Coeficientes
0.6831
-0.1528
0.0153
0.1422
P-Value
0.0001
0.0000
0.0152
0.0000
φ
0.6254
0.0000
γ
0.1755
θ
0.0712
ρ
0.0269
λ
0.0410
τ
0.0064
η
0.0198
R-cuadrado ajustado
Desviación Est. Regresión
0.0000
0.0238
0.0324
0.0014
0.0000
0.0000
0.9320
0.0043
El primer paso es verificar la presencia de raíz
unitaria en las series. Con este fin se hacen pruebas
de estacionariedad de Dickey-Fuller Aumentado
(ADF) sobre las series que deben afectar al índice
de precios en el largo plazo. Los resultados se
presentan a continuación:
Cuadro 1: Pruebas ADF de Raíces Unitarias
P-Values
Variables
Niveles
1era. Diferencia
Log(ipcx)
0.3433
0.0899
Log(ivumr*tcn)
0.1125
0.0025
Log(clu)
0.2087
0.0000
Log(ivumr)
0.8515
0.0708
Log(tcn)
0.9970
0.0000
Los tests revelan que todas las series poseen una raíz
unitaria, es decir que son de orden I(1) al 10% de
significancia. El método de cointegración utilizado
fue el propuesto por Pesaran-Shin-Smith (2001),
que determina la relación de corto y largo en una
misma ecuación:
Método: MCO con Corrección de Newey-West
La ecuación se estimó por mínimos cuadrados
ordinarios y corrigiendo la matriz de varianzacovarianza por el método de Newey West, que
utiliza la matriz HAC para corregir los problemas de
heterocedasticidad y Autocorrelación de los errores.
Los resultados muestran los efectos con los signos
esperados correctos y una muy buena bondad de
ajuste, evidenciado en un R cuadrado ajustado de
93.2% y una desviación estándar de 0.43%.
Gráfica 2:Ajuste del Modelo (1987m012008m01)
.0 8
.0 6
.0 4
.0 15
.0 2
.0 10
.0 0
.0 05
-.02
.0 00
-.00 5
-.01 0
88
90
92
94
Re sid ua l
96
98
00
A ctua l
02
04
F itte d
06
Banco Central de la República Dominicana
80
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
Al someter la estimación a las distintas pruebas
de estabilidad de los parámetros y buen
comportamiento de los residuos podemos concluir
que sus resultados son estables, los residuos no
presentan autocorrelación, son homocedásticos y
se distribuyen de manera normal.
1 .2
1 .0
0 .8
0 .6
0 .4
Normalidad de los Errores
Jarque Bera
4.9073
Prob.
0 .2
0.0860
0 .0
Autocorrelación
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
Prob.
0.2887
F-statistic
1.2631
Obs*R-squared
2.8674
Prob.
0.2384
Heterocedasticidad (sin términos cruzados)
White Heteroskedasticity Test:
Prob.
0.1525
F-statistic
1.4154
Obs*R-squared 23.7300
Prob.
0.1641
-0.2
1 99 2 1 99 4 1 99 6 1 99 8 2 00 0 2 00 2 2 00 4 2 00 6
C US UM o f S q ua re s
Tests de Coeficientes Recursivos
1. 5
.4
1. 0
.2
0. 0
.1
-0. 5
.0
-1. 0
-. 1
-1. 5
-. 2
-2. 0
-. 3
-2. 5
-. 4
92
94
96
98
00
02
Rec urs iv e C(1) E s t im at es
04
06
08
.1
.0
-. 1
. 00
-. 2
92
94
96
98
00
02
Rec urs iv e C(2) E s t im at es
04
06
08
-. 04
92
± 2 S.E.
94
96
98
00
02
Rec urs iv e C(3) E s t im at es
04
06
08
.3
92
94
96
98
00
02
Rec urs iv e C(4) E s t im at es
04
06
08
± 2 S.E.
. 12
. 10
.1
. 08
0. 8
0. 6
.2
.0
.1
-. 1
.0
-. 2
-. 1
-. 3
. 06
. 04
0. 4
. 02
0. 2
0. 0
-. 3
± 2 S.E.
.2
1. 0
92
94
96
98
00
02
Rec urs iv e C(5) E s t im at es
04
06
08
92
± 2 S.E.
94
96
98
00
02
Rec urs iv e C(6) E s t im at es
. 32
. 020
. 28
. 015
04
06
08
± 2 S.E.
. 00
92
94
96
98
00
Rec urs iv e C(7) E s t im at es
02
04
06
± 2 S.E.
08
-. 02
92
94
96
98
00
Rec urs iv e C(8) E s t im at es
02
04
06
08
± 2 S.E.
. 010
. 005
. 16
. 000
. 12
-. 005
. 08
. 04
-. 010
. 00
-. 015
92
94
96
98
00
Rec urs iv e C(9) E s t im at es
02
04
06
± 2 S.E.
08
92
94
96
98
00
Rec urs iv e C(10) E s t im at es
02
04
06
08
± 2 S.E.
Los gráficos correspondientes al Cusum y Cusum^2
después de incluirle la variable dummy no muestran
ningún cambio estructural durante la muestra. En
el caso de los coeficientes recursivos se ajustó por
el efecto de la dummy y se observa estabilidad en
los parámetros y una menor desviación estándar a
través del tiempo.
20
10
0
-10
-20
-30
.2
. 04
.4
. 20
30
.3
. 08
± 2 S.E.
1. 2
. 24
Tests de Cusum y Cusum^2
. 12
.3
0. 5
1. 4
Heterocedasticidad (términos cruzados)
F-statistic
0.8381
Prob.
0.7227
Obs*R-squared 50.8905
Prob.
0.5951
5 % S ig nifica nce
• Relación de Largo Plazo
1 99 2 1 99 4 1 99 6 1 99 8 2 00 0 2 00 2 2 00 4 2 00 6
C US UM
5 % S ig nifica nce
De esta ecuación estimada se obtiene la relación
de largo plazo:
Log(IPCX) = 0.1000*[Log(IVUMR)+Log(TCN)]
+ 0.9301*Log(CLU)
Para determinar si existe relación de largo plazo
entre estas variables se hace un test de significancia
conjunta sobre las variables en el vector de largo
Oeconomia
81
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
plazo. Al comparar el estadígrafo calculado:
2274.965, con los de las tablas contenidas en
Pesaran, Shin, Smith (2001), de -1.62 I(0) y -3.00
I(1), se rechaza la hipótesis nula de que no existe
relación de largo plazo.
Estos resultados son coherentes con la condición
de estado estacionario expuesta en el por el Modelo
del Banco Central, de homogeneidad estática en
ecuación de niveles del nivel de precios. De acuerdo
con esta condición log(IPCX) = (1+µ)*costos. El
término [Log(IVUMR)+Log(TCN)] representan
los costos de insumos importados y el término
Log(CLU) representa costos en mano de obra.
Al hacer un test de Wald para verificar que existe
homogeneidad, no se rechaza la hipótesis nula de
que los coeficientes sumen uno.
Cuadro 3: Prueba de Homogeneidad Grado 1 en
Precios y Costos:
Wald Test:
Test Statistic
Value
df
Prob.
F-statistic
2.1431
(1, 77)
0.1981
• Relación de Corto Plazo
Al analizar los efectos de corto plazo que inciden en
la inflación encontramos una inercia importante con
respecto a la inflación pasada, una aumento de 1%
en la inflación de este trimestre afecta la inflación
del próximo trimestre en 0.62%. Este grado de
inercia es coherente con la gran indexación de
precios y salarios existente en la economía chilena.
También se observa un efecto positivo de la Brecha
del Producto respecto a su nivel de tendencia. De
acuerdo a este resultado cuando la economía se
encuentra por encima de su nivel de actividad de
tendencia se generan presiones al alza sobre el nivel
de precios, debido al aceleramiento de la Demanda
Agregada. Un aumento en la Brecha se traduciría en
un aumento de 0.17% sobre el nivel de precios.
El efecto de los Costos Laborales Unitarios es
positivo y significativo. Un aumento de 1% afecta
positivamente a la inflación en 0.07%. En cuanto al
coeficiente de traspaso del tipo de cambio nominal
“passthrough”, se observa un efecto positvo pero
con una magnitud muy pequeña. Un aumento de 1%
en el tipo de cambio nominal se convierte en una
variación positiva de 0.04% del nivel de precios.
En el segundo trimestre del año 1991 se observa
un cambio estructural, para determinar su validez
se realiza un test de Chow. Los resultados muestran
que se rechaza la hipótesis nula de que no existe un
cambio estructural en el período.
Cuadro 4: Prueba de Cambio Estructural
Test de Cambio Estructural
Chow Breakpoint Test: 1991Q2
F-statistic
2.6661
Prob.
0.0083
Log likelihood
29.1103
Prob.
0.0012
ratio
La inclusión una variable dummy en el modelo
para ese período es altamente significativa y está
explicada por el cambio a un régimen más estricto de
la Política Monetaria del Banco Central de Chile al
usar altas tasas de interés para controlar la inflación
y el cambio en las expectativas de los agentes ante
la independencia de las autoridades monetarias y
un nuevo régimen político democrático a partir del
año 1990.
Por último, también se observa un factor estacional
para el segundo trimestre de cada año. Su efecto es
significativo y positivo, aunque de una magnitud
pequeña 0.0064%.
IV.
Proyecciones
Con el fin de evaluar la consistencia del modelo
estimado se hicieron proyecciones para los
próximos 10 trimestres. Para proyectar las variables
explicativas se ajustaron los datos trimestrales de
tal forma que:
82
• La Brecha del Producto fuera 2%, -2% y 1% para
los años 2008, 2009 y 2010 respectivamente.
Estos supuestos están sustentados en un
desaceleramiento significativo de la actividad
económica en el 2009 debido a las mayores
restricciones en los mercados de crédito
internacional y la menor demanda mundial por
productos exportables. Para el 2010 se supone
una mejoría de esta situación y una reactivación
de la actividad económica.
• La inflación anualizada de los Precios de
Importaciones fuera 7.5%, 4% y 3% para los
años 2008, 2009 y 2010 respectivamente. Estos
supuestos se basan en una menor la inflación
mundial debido a la disminución de la demanda
agregada mundial que provoca presiones a la
baja de los precios de commodities y otros
bienes importables.
• El Tipo de Cambio Nominal Promedio fuera
530, 585 y 550 para los años 2008, 2009 y
2010 respectivamente. Un menor nivel de
exportaciones debido a bajas en el precio del
cobre y una entrada de capitales limitada por las
restricciones del mercado crediticio internacional
sustentan estos supuestos. Se espera que
para el año 2010 estos comportamiento se
regularicen.
• La variación de los Costos Laborales Unitarios
fuera 1.5%, 2.5% y -0.5% para los años 2008,
2009 y 2010 respectivamente. El nivel de salario
negociado muestra inercia y más hacia la baja,
además de un menor crecimiento del producto
provocarían que en el 2009 los costos laborales
unitarios aumenten. Para el 2010 la actividad
económica aumentará y los salarios se habrán
ajustado.
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
Cuadro 5: Supuestos para Proyecciones
Proyecciones de Inflación
Supuestos
Proy.
Brecha
Prod
π*
TCN
Dlog
(CLU)
π Sub.
2008Q3
2.50%
5.00%
520
2.50%
1.51%
2008Q4
4.42%
6.55%
666
4.20%
2.45%
2009Q1
-2.00%
3.20%
620
2.30%
2.88%
2009Q2
-2.80%
3.80%
600
1.70%
2.27%
2009Q3
-2.20%
4.20%
575
3.30%
0.93%
2009Q4
-1.00%
4.80%
545
2.60%
0.48%
2010Q1
0.00%
3.00%
550
-2.10%
0.49%
2010Q2
-0.80%
2.50%
538
0.90%
1.10%
2010Q3
1.80%
3.50%
540
0.80%
0.66%
2010Q4
3.00%
3.00%
572
-1.60%
1.00%
La ecuación arroja proyecciones para la inflación
anualizada de 8.2% para el 2008, tomando en cuenta
inflación observada del primer semestre de 4.2%.
Para el 2009 se proyecta una menor inflación que
llega a 6.6% anual, coherente con una desaceleración
de la demanda agregada tanto de Chile como del
resto del mundo. En el 2010 la proyección arroja
una inflación de 3.3%, respondiendo al efecto de
la Política Monetaria del Banco Central y a una
disminución de las expectativas de inflación por
parte de los agentes. En este período la inflación
se situaría muy cercana a la meta de inflación del
Banco Central del 3% anual.
Oeconomia
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
El siguiente gráfico muestra las proyecciones dentro
y fuera de muestra vs. los datos observados:
.0 7
.0 6
.0 5
.0 4
.0 3
.0 2
.0 1
.0 0
-.01
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10
D L OG(IP C X )
D L OG(IP C X F )
Aunque se desconocen los supuestos exactos
utilizados por el Banco Central, las estimaciones
de este trabajo son coherentes con las proyecciones
publicadas en Octubre del 2008 por esta institución.
De acuerdo al Banco Central, la inflación del IPCX
será 8.8%, 6.5% y 3.4% para 2008, 2009 y 2010.
V. Conclusiones
De acuerdo a este estudio, la dinámica de la
inflación subyacente en Chile se ve afectada de
manera positiva en gran medida por un componente
inercial, excesos de demanda agregada medida
por la Brecha del Producto respecto a su nivel
tendencial, variación de los Costos Laborales
Unitarios y en menores proporciones por la
inflación de bienes importados y la variación del
tipo de cambio nominal. Es necesario indicar que
el nivel de traspaso o “passtrough” medida por la
elasticidad del nivel de precios respecto al tipo de
cambio nominal es de tan solo 4.1% de acuerdo a
las estimaciones.
Es importante señalar que las expectativas de
inflación no tuvieron ningún poder explicativo sobre
la inflación, contrario al resultado que uno esperaría
de acuerdo a la teoría de económica de expectativas
racionales. Sin embargo es posible que esto se deba
83
a una mala medición de las expectativas de inflación
trimestal, ya que la “proxy” de diferencial de tasas
utilizada posee información sobre la información
anual y no es posible ponderar con exactitud el peso
de las inflaciones trimestrales.
Por otro lado, se evidencia un efecto muy rezagado
e indirecto de la Tasa de Política Monetaria (TPM)
sobre la inflación. El canal de transmisión sería
que la TPM afecta a las tasas cortas y largas de
mercado, estás afectan a la Demanda Agregada que
se ve reflejada en la Brecha del Producto. Se intentó
determinar un canal de transmisión más directo
al incluir como variables explicativas la tasa de
variación del M1A y la Tasa de Política Monetaria,
pero ninguna fue significativa.
En cuanto a la relación de largo plazo, el modelo
estimado determinó que existe cointegración
una relación homogénea estática para el estado
estacionario entre el nivel de precios y una función
de costos. Esta función está formada por un
componente de insumos importados, medida por el
nivel de Precios Importados y el nivel del Tipo de
Cambio Nominal, y otro componente formado por
los Costos Laborales Unitarios.
Las proyecciones generadas por este trabajo
determinan niveles de inflación de 8.2% para el
2008. En los próximos dos años la inflación se
irá reduciendo al 6.6% para el 2009 debido a un
desaceleramiento de la demanda agregada. Para el
2010 la inflación se acercará a su nivel meta de 3%,
situándose en 3.3%.
Aunque los resultados de corto y largo plazo de la
dinámica de inflación y sus proyecciones encontradas
en este trabajo son coherentes con la teoría
económica, se puede avanzar en la identificación de
canales de transmisión más directos de la Política
Monetaria y el rol que juegan las expectativas sobre
la inflación subyacencte. También es necesario
estimar modelos auxiliares para la dinámica de los
componentes de combustibles, verduras y carnes
que representan el 8% restante del índice general de
nivel de precios y así observar el comportamiento
completo de la inflación en Chile.
84
V. Bibliografía
Corbo, Vittorio y Piedrabuena, Bernardita. (1994).
“Reduciendo una Inflación Crónica: Un Modelo de la Inflación Chilena”. Análisis Empírico
de la Inflación en Chile, 1994.
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Morande, F. y Rosende, F. (1994). “Reduciendo una
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Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
Pesaran, M. Hashem; Shin, Yongcheol y Smith,
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to the Analysis of Level Relationships”. Journal
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Surrey, J.M. (1989). “Money, Commodity Prices and
Inflation: Some Simple Tests”. Oxford Bulletin
of Economics and Statistics,Vol. 51.
evaluación de indicadores de inflación subyacente
(II de II)
Por Alexander Medina Féliz e Ian Nicholás Abud
E
n el primer artículo de este estudio acerca
de la inflación subyacente en República
Dominicana presentamos las distintas
definiciones de lo que es conocido como el
componente subyacente de la inflación, viendo que
este término se relaciona ya sea con la inflación que
es determinada por la política monetaria Bryan y
Cechetti (1993), o aquella que se relaciona con el
componente permanente de la inflación total Blinder
(1997), o con el componente de la inflación que no
afecta el PIB real en el mediano y en el largo plazo
Quay y Vahey (1995).
Se presentaron las principales medidas de cálculo de
la inflación subyacente que son reconocidas a nivel
internacional, como son el método de exclusión de
bienes, el de extracción de señales y el de influencia
limitada, sus ventajas y desventajas.
Dentro del método de exclusión se subclasifica,
según inflación ADHOC, exclusión según volatilidad
o según volatilidad y ponderación de los bienes en
la canasta. Por el método de extracción de señales
se reponderó el peso de los bienes y servicios
dentro de la canasta familiar según la persistencia
de los bienes y según la volatilidad. De acuerdo a la
metodología de influencia limitada se construyeron
cuatro tipo de indicadores, media acotada simétrica,
media acotada asimétrica, mediana y mediana
ponderada.
En este sentido se construyeron 22 indicadores
subyacentes de la inflación de los cuales 3 son
ADHOC, 4 son de exclusión basados en volatilidad
y 4 de exclusión según volatilidad y ponderación,
1 ponderado por persistencia y 1 ponderado por
volatilidad. También se elaboraron 3 según media
acotada simétrica, 4 media acotada asimétrica,
1 mediana y 1 mediana ponderada. El Cuadro
siguiente presenta los indicadores de inflación
subyacente construidos.
85
C u a d ro d e In d ic a d o re s
In d ic a d o re s d e In fla c ió n S u b ya c e n te C a lc u la d o s
M é to d o d e E x c lu s ió n
E xclu sió n A D H O C 1 (E xc. e l 3 3 .5 8 % )
ADHOC1
E xclu sió n A D H O C 2 (E xc. e l 1 7 .2 2 % )
ADHOC2
E xclu sió n A D H O C 3 (E xc. e l 1 0 % )
ADHOC3
E xclu sió n se g ú n V o la tilid a d 1 0 %
IP C S E V (1 0 % )
E xclu sió n se g ú n V o la tilid a d 2 0 %
IP C S E V (2 0 % )
E xclu sió n se g ú n V o la tilid a d 3 0 %
IP C S E V (3 0 % )
E xclu sió n se g ú n V o la tilid a d 4 0 %
IP C S E V (4 0 % )
E xclu sió n se g ú n V o la tilid a d - P o n d e ra ció n 1 0 %
IP C S E V P (1 0 % )
E xclu sió n se g ú n V o la tilid a d - P o n d e ra ció n 2 0 %
IP C S E V P (2 0 % )
E xclu sió n se g ú n V o la tilid a d - P o n d e ra ció n 3 0 %
IP C S E V P (3 0 % )
E xclu sió n se g ú n V o la tilid a d - P o n d e ra ció n 4 0 %
IP C S E V P (4 0 % )
M é to d o d e E x tra c c ió n d e S e ñ a le s
P o n d e ra ció n p o r P e rsiste n cia
IP C S P P
P o n d e ra ció n p o r V o la tilid a d
IP C S P V
M é to d o d e In flu e n c ia L im ita d a
M e d ia A co ta d a S im é trica 5 % Y 5 %
IP C M A S (5 % )
M e d ia A co ta d a S im é trica 1 0 % Y 1 0 %
IP C M A S (1 0 % )
M e d ia A co ta d a S im é trica 1 5 % Y 1 5 %
IP C M A S (2 0 % )
M e d ia A co ta d a A sim é trica 6 % y 4 %
IP C M A A (1 0 % )
M e d ia A co ta d a A sim é trica 1 2 % y 8 %
IP C M A A (2 0 % )
M e d ia A co ta d a A sim é trica 1 8 % y 1 2 %
IP C M A A (3 0 % )
M e d ia A co ta d a A sim é trica 2 4 % y 1 6 %
IP C M A A (4 0 % )
M e d ia n a
M e d ia n a
M e d ia n a P o n d e ra d a
M e d ia n a P o n d e ra d a
En este segundo artículo se presentarán los
principales criterios de evaluación de los indicadores
de inflación subyacentes utilizados en la literatura
y con los mismos se procederá a evaluar los
indicadores presentados en el artículo uno. Luego
veremos un Luego se procede a la realización
de un análisis más detallado de los indicadores
seleccionados, y en otra sección se muestra la
experiencia de otros países en el tratamiento de los
indicadores. Finalmente se detallan las conclusiones
y recomendaciones.
I.V Criterios de Evaluación de los Indicadores
de Inflación Subyacente
No existe un método único para seleccionar el
indicador subyacente adecuado, eso dependerá
del uso que se le dará al mismo. En ese sentido,
si el Banco Central busca un indicador a través
del cual pueda anclar las expectativas del público
de una manera más eficaz necesita un indicador
subyacente cuyas características predominantes
sean la credibilidad y transparencia.
Banco Central de la República Dominicana
86
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
Si por otra parte el Banco Central tiene como
objetivo un indicador que le sirva para analizar de
manera más clara el impacto del dinero sobre la
inflación, debe buscar un indicador que posea una
alta correlación con los agregados monetarios1.
17
A continuación analizamos algunos de los criterios
utilizados para evaluar el conjunto de indicadores
subyacentes construidos para República Dominicana
basado en las definiciones teóricas vista en la
sección 4.
Las cuatro pruebas que realizaremos a los
indicadores están asociadas a los conceptos
teóricos antes esbozados. Las pruebas realizadas
son evaluadas para el periodo Enero 2000 – Abril
2007, y son las siguientes: i) Credibilidad y facilidad
de entendimiento por parte del público, ii) Error
Cuadrático Medio con la tendencia de largo plazo de
la inflación observada, iii) capacidad de anticipación
de la inflación observada y iv) causalidad con los
agregados monetarios.
En este sentido, los indicadores de exclusión,
principalmente los de exclusión ADHOC, que
son aquellos que excluyen siempre los mismos
productos relacionados a choques de oferta, como
son aumentos en los precios del petróleo, fenómenos
atmosféricos, etc., tienden a ser los publicados
por los bancos centrales, por la facilidad de ser
entendidos por el público.
5.2 Raíz del Error Cuadrático Medio Respecto a
la Inflación
Con el fin de analizar cuán representativos de la
tendencia de la inflación son los distintos indicadores
de inflación subyacente calculados evaluamos las
medidas calculando la raíz del error cuadrático
medio (RECM) de los indicadores de inflación
subyacente respecto a la tendencia de largo plazo de
la inflación observada, que es calculada utilizando el
filtro Hodrick- Prescott (1980). La RECM se calcula
empleando la siguiente fórmula:
5.1 Credibilidad y Transparencia
La credibilidad en el indicador es de suma
importancia debido a que será la guía a través de
la cual los productores y consumidores tomarán
sus decisiones [Roger (1998), Wynne (1999),
D’Amato et al (2005)]. Si la medida no representa
adecuadamente el nivel de precios, los agentes
tomarán decisiones incorrectas y la economía
funcionará de manera ineficiente. Si los agentes no
tienen confianza en el indicador o sienten que no
representa la realidad, el banco central tendrá poca
efectividad en anclar las expectativas.
Roger (1998) y Wynne (1999) argumentan que el
indicador debería ser: a) computable en tiempo
real, b) entendible y reproducible por el público
en general c) que las observaciones históricas del
indicador no cambien ante la incorporación de
nueva información, entre otras.
1
La evolución de los agregados monetarios está determinada por la demanda
tanto pública como privada
Donde T es el número de observaciones, n es la
*
cantidad de periodos, π t es la tendencia de la
inflación calculada con el filtro Hodrick-Prescott y
π t es la inflación interanual agregada.
Los resultados se muestran en el cuadro 1,
ordenados de manera ascendente; mientras menor
es la RECM indica mejor desempeño. En el cuadro
se presenta de forma resaltada la RECM de la
inflación observada, siendo ideal que la RECM de
las medidas subyacentes sean menores que la de la
inflación efectiva.
El cuadro 1 evidencia que las medidas que mejor
representan la tendencia de largo plazo de la
inflación observada son el indicador subyacente
ponderado según volatilidad (IPCPV), la mediana
ponderada, algunos de exclusión según volatilidad
y de exclusión según volatilidad-ponderación y el
ADHOC1.
Oeconomia
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
4.3 Capacidad de Anticipación Temporal de la
Inflación
El tercer criterio (iii) va acorde con Marque et al
(2000) donde se enfatiza que la inflación subyacente
debe ser un atractor de la inflación observada pero
no viceversa. En la práctica esto nos indicaría que
una buena medida de inflación subyacente debe
ser una guía para la inflación futura esperada y
pueda servir entonces a los hacedores de política
para tales fines.
Antes de realizar las pruebas de causalidad de
Granger (1969) para evaluar este criterio se
realizaron pruebas de raíz unitaria tanto a la serie
de inflación observada como a las de inflación
subyacente. Los resultados de esas pruebas se
presentan en el cuadro A-1 del apéndice. Las tres
columnas bajo el título de ADF presentan los
resultados de la prueba aumentada de DickeyFuller (1981). El modelo A contiene la prueba
ADF incluyendo constante y tendencia. El modelo
B incluye de forma exclusiva la constante. En el
modelo C se realiza la prueba de ADF sin constante
y sin tendencia. La segunda prueba presentada en
el cuadro A-1 es la PP o Phillips-Perron (1988) y
la tercera prueba es la KPSS (Kwiatkowsky et. al.,
1992).
Los resultados muestran que las series no son
estacionarias y no se rechazan las hipótesis nulas
de raíz unitaria. Los indicadores subyacentes de
inflación son I(1) para el período de referencia.
Este resultado puede estar afectado por el fuerte
cambio estructural que hubo en las series a raíz de
la crisis bancaria.
A continuación se realizaron unas pruebas de
causalidad de Granger para cada una de las medidas
de inflación subyacente con la inflación observada.
Se espera que los indicadores subyacentes “causen”a
la Granger a la inflación observada y que la inflación
observada “no cause” a la Granger a los indicadores
subyacentes. En el cuadro 2 se presentan los
resultados:
87
El cuadro 2 muestra que los indicadores ADHOC1,
ADHOC2, ADHOC3 y exclusión según volatilidad
(10%) cumplen adecuadamente con lo esperado
teóricamente, en cuanto a ser un causante de la
inflación y no ser causados por esta. El indicador
subyacente ponderado por volatilidad, la mediana
ponderada, el subyacente ponderado por persistencia,
entre otros, cumplen parcialmente y otros como la
mediana, media acotada simétrica de 5% y la media
acotada simétrica de 5% y la simétrica acotada de
15% no cumplen con esta condición.
Las consecuencias de no cumplir con este criterio
se relacionan a que las medidas calculadas no nos
indicarían la senda futura de la inflación observada y
no podríamos usarlas como indicadores adelantados
de la misma.
4.4 Causalidad con los Agregados Monetarios
El último de los criterios evaluados es el que
relaciona las medidas subyacentes con los agregados
monetarios. Este criterio es esencial si se desea
utilizar la inflación subyacente para fines de política
monetaria. Un “buen” indicador de inflación
subyacente debe ser “causado” por los agregados
monetarios y al mismo tiempo “no causarlos”.
El incumplimiento de este criterio indicaría que la
medida debe ser tomada con cuidado al realizar la
política monetaria. En este sentido, si la inflación
subyacente “no es causada” por los agregados
monetarios, la medida no sería de utilidad al Banco
Central para evaluar la efectividad de su política.
Por otro lado si la inflación subyacente “causa”
a los agregados monetarios nos indicaría una
retroalimentación entre los agregados monetarios
y la inflación subyacente, no pudiendo saber con
certidumbre cómo es la relación causal entre estas
variables, dificultando el quehacer de la política
monetaria.
Para el caso dominicano se aplicó la prueba de
Causalidad de Granger a 3, 6, 9 y 12 meses y se
utilizaron los agregados monetarios M0 (Emisión
Monetaria) y M1. Se añadió también el Efectivo
en Poder del Público (EPP) por ser utilizado en la
Banco Central de la República Dominicana
88
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
actualidad en varios de los modelos de pronósticos
del Banco Central. Los resultados se presentan en
el cuadro 3, para la prueba utilizando la emisión
monetaria. Los cuadros con los resultados obtenidos
utilizando los otros indicadores monetarios, se
muestran en los anexos.
Gr áfico 13
In flació n Ob s e r vad a, Su b yace n te A DHOC 2 y
Pr e cio s Pe tr ó le o
2000:1-2007:4
75%
120%
55%
60%
35%
0%
15%
-5%
Oc t-00
Jul-01
A br-02
Prec ios Petróleo W TI
Ene-03
Oc t-03
Jul-04
Inf lac ión_IPC
A br-05
En esta sección analizaremos de manera más
detallada los cuatro indicadores seleccionados
anteriormente. Estos indicadores son: 1) Exclusión
ADHOC1 2) Exclusión ADHOC3 3) Exclusión
según Volatilidad (10%) y 4) Mediana Ponderada.
6.1 Indicador Exclusión ADHOC1
180%
-60%
Ene-00
VI Análisis de los Indicadores Seleccionados
Ene-06
Oc t-06
A DHOC2
Los resultados muestran que al realizar el análisis
por periodos de la relación con los agregados
monetarios, se observan algunos resultados
interesantes. Primero, se observa que en sentido
general los mejores desempeños se obtuvieron en
los períodos 3, 6 y 9 meses y un pobre resultado
en el análisis a 12 meses. También se ve que
existen mayores indicadores que cumplen con el
criterio al hacer el análisis con el EPP que con la
emisión monetaria y el M1, lo que sugeriría que
este indicador monetario estaría más relacionado
con los movimientos de largo plazo de la inflación
que los demás.
Cuando analizamos el conjunto de resultados se
decidió seleccionar 4 índices que pudieran ser
seguidos por el Banco Central. Corresponde a las
autoridades monetarias seleccionar cuál se publicará
y a cuáles se le dará seguimiento a nivel interno. Las
cuatro medidas recomendadas, según los resultados
de los cuatro criterios analizados anteriormente, son:
1) Exclusión ADHOC1 2) Exclusión ADHOC2 3)
Exclusión según Volatilidad (10%) y 4) Mediana
Ponderada. En la próxima s dos.ección se analizarán
con más detalles las características de cada uno de
los índices y el porqué fueron selecciona
El indicador de exclusión ADHOC1 se calcula
excluyendo el 33.57% de los bienes y servicios de la
canasta familiar. Estos componentes son excluidos
debido a su alta relación con los choques de oferta,
como son los choques en los precios del petróleo
y los fenómenos atmosféricos. En el cuadro A4.1
del anexo 4 se presentan los bienes y servicios que
son excluidos de la canasta para calcular el índice
ADHOC1.
El indicador ADHOC1 reduce la volatilidad con
respecto a la inflación observada en 7.27%. Otra
ventaja del índice es su alto nivel de credibilidad
entre los agentes, fruto de que es una medida
altamente utilizada a nivel internacional y su cálculo
es de fácil comprensión para el público.
Al comparar el comportamiento del índice ADHOC1
de acuerdo con las tres medidas de dinero se observa
que el ADHOC1 es causado por los tres indicadores
de dinero.
En el gráfico 12 se muestra la inflación ADHOC1,
junto a la inflación observada y al comportamiento
de los precios del petróleo West Texas. Se observa
que cuando la inflación subyacente está por encima
de la efectiva coincide regularmente con periodos
de crecimiento en los precios del petróleo. Esta
situación no se evidenció en la primera parte del año
2005, donde las fuertes expectativas positivas sobre
el rumbo de la economía, luego de las elecciones
presidenciales en agosto de 2004, compensaron el
efecto del crecimiento de los precios del petróleo.
Oeconomia
89
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
6.2 Indicador Exclusión ADHOC2
4.5 Indicador Exclusión según Volatilidad (10%)
El indicador ADHOC2 excluye sólo el 17.22% de
los bienes y servicios y a diferencia del ADHOC1 no
excluye los bienes alimenticios, aunque sí los bienes
más relacionados con los precios del petróleo, así
como las bebidas alcohólicas y los cigarrillos,
debido a su alta relación con las reformas tributarias
que cada cierto tiempo afectan al país.
La medida que excluye el 10% de los productos en
base a la volatilidad de los mismos, tiene la ventaja
respecto a los ADHOC de ser un indicador más
sensible a choques de oferta, que son independientes
del petróleo. Tiene la desventaja de que al no ser
siempre los mismos productos los que se excluyen,
tiende a no ser tan clara para el público como lo son
los indicadores de exclusión ADHOC.
El indicador ADHOC2 mantiene prácticamente la
misma volatilidad que la inflación efectiva. Tiene
las mismas ventajas que el indicador ADHOC1,
con la ventaja adicional de poder incluir efectos de
las reformas tributarias que afectan mayormente
a las bebidas alcohólicas y a los cigarrillos. Su
desventaja respecto al ADHOC1 es que no excluye
los posibles choques de oferta fruto de fenómenos
climáticos que afectan principalmente los precios
de los bienes alimenticios.
En el análisis de las pruebas de causalidad de
Granger se nota que el índice ADHOC2 cumple
con los criterios de ser causado por los agregados
monetarios y al mismo tiempo no causarlos,
igual sucede en cuanto a la predictibilidad de la
inflación futura, en todos los plazos se observa
que este indicador cumple satisfactoriamente este
requisito.
En el gráfico 13 se muestra la inflación ADHOC2,
junto a la inflación observada y al comportamiento
de los precios del petróleo West Texas. Se nota
que al final del periodo la inflación subyacente
ADHOC2 está ligeramente debajo de la inflación
agregada; resultado contrario al obtenido con el
ADHOC1 que estaba, al final del periodo, por
encima de la inflación observada. Esta diferencia
se debe básicamente a que los precios de los bienes
alimenticios bajaron durante el periodo y a que hubo
a principios del año 2007 una reforma tributaria que
hizo aumentar el precio de las bebidas alcohólicas
y de los cigarrillos.
Su comportamiento en el periodo analizado es
similar al de los ADHOC dado que los principales
choques de oferta durante el periodo de estudio
estuvieron relacionados al petróleo.
La volatilidad del indicador de exclusión según
volatilidad (10%) es 3.6% menor a la inflación
observada y cumple con el criterio de predictor
de la inflación observada en los distintos plazos.
Cumple parcialmente en su relación con los
agregados monetarios aunque se evidencia cierto
grado de bicausalidad. A continuación se presenta
el gráfico 14, con la inflación por exclusión del 10%
por volatilidad, el crecimiento de los precios del
petróleo y la inflación observada.
G r á f ic o 1 4
In f la c ió n O b s e r v a d a , S u b y a c e n t e Ex c . V o la t ilid a d ( 1 0 % ) y
P r e c io s P e t r ó le o
2 0 0 0 :1 - 2 0 0 7 :4
180%
75%
120%
55%
60%
35%
0%
15%
-60%
En e - 0 0
-5%
O c t- 0 0
Ju l- 0 1
A br-02
Pr e c io s Pe tr ó le o W TI
6.4
En e - 0 3
O c t- 0 3
Ju l- 0 4
In f la c ió n _ IPC
A br-05
En e - 0 6
O c t- 0 6
V o la tilid a d ( 1 0 % )
Mediana Ponderada
La mediana ponderada es una medida menos
arbitraria en su construcción que medidas alternativas
de inflación subyacente y en el caso particular de
República Dominicana donde la distribución de
corte transversal de las variaciones de precios tiene
un fuerte grado de asimetría, favoreciendo el uso
de medidas de inflación subyacentes que como la
mediana ponderada, se focalizan en la parte central
de la distribución de precios.
Banco Central de la República Dominicana
90
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
En relación a las pruebas realizadas se nota que
la mediana ponderada es la segunda medida que
está más relacionada con la tendencia de largo
plazo de la inflación. También se nota la fuerte
relación existente con los agregados monetarios y la
inflación futura. Sin embargo, existe un problema de
bicausalidad en ambas pruebas, lo que implica tomar
con precaución esta medida para uso de política
monetaria. (El gráfico 11, visto anteriormente,
muestra la mediana ponderada).
5
Experiencia Internacional
Silver (2006) realiza una revisión de las distintas
medidas de inflación subyacente y los criterios
para seleccionar entre ellas. Entre las metodologías
utilizadas se encuentran el método basado en
exclusión, el de estimadores de influencia limitada,
reponderaciones y modelación económica. Los
criterios de evaluación de las medidas incluyen
la credibilidad, control, desviaciones de las series
de referencias suavizadas, volatilidad, habilidad
predictiva, pruebas de cointegración y causalidad
con la inflación observada, así como el grado
de correlación con la oferta monetaria. Afirma
que no existe una medida “mejor” de inflación
subyacente y que eso depende del país y del
contexto económico.
D’Amato et al (2005) examinan diferentes medidas
de inflación subyacente para la economía argentina.
Se construyeron ocho diferentes indicadores a
partir de i) la reponderación de los componentes
del IPC según su importancia relativa como señal
inflacionaria, ii) la exclusión de los componentes
más volátiles del IPC o directamente aquellos
considerados menos relacionados con la política
monetaria y iii) a través de la exclusión de los
componentes que se encuentran en las colas de la
distribución. Evaluaron los indicadores dependiendo
de su habilidad para predecir la inflación observada
encontrando que aquel que se construyó según la
reponderación de los componentes del IPC basado
en la persistencia de su impacto en el tiempo, fue
el que preliminarmente obtuvo mejor resultados
en las pruebas.
Ferreyros et al (2000) evalúan distintos indicadores
de la inflación de largo plazo en el Perú según las
metodologías tradicionales y la construcción de un
índice con un modelo VAR que excluye los choques
de oferta en la economía. Seleccionan un indicador
de exclusión según el criterio de credibilidad,
facilidad en la verificabilidad de su cálculo, y su
relación con la inflación de largo plazo.
Rodrígues (2001) calcula y evalúa cinco indicadores
alternativos de inflación subyacente para Brasil
(método de exclusión, media simétrica acotada,
media simétrica acotada con series suavizadas,
mediana ponderada e indicador de doble
ponderación). Los resultados preliminares de este
estudio muestran que la media acotada al 20% es de
las que mejor desempeño tiene para ese país.
Saborío et al (2002) utilizan datos mensuales para
construir un indicador subyacente de inflación y
contrastarlo con uno ya existente en Costa Rica,
con este objetivo construyen tres índices utilizando
las medidas de exclusión por volatilidad, ponderado
por volatilidad y media acotada al 15%. Evalúan los
resultados dependiendo de la relación de la medida
con la inflación observada, del nivel de disminución
de volatilidad y de la habilidad para predecir la
inflación futura. Según estos criterios, encuentran
que la metodología que excluye del cálculo del IPC
el 15% de los bienes y servicios más volátiles es la
que mejor resultados obtiene según las evaluaciones
realizadas.
Rivas y Rojas (2000) analizan la inflación en
Nicaragua y encuentran que está sujeta a un marcado
ruido de alta frecuencia, sustentados en el hecho de
que tanto la dispersión de los precios relativos como
la curtosis de la distribución de los precios tienen
un alto grado de correlación con la inflación dada
por la tasa de cambio.
Muestran que bajo ciertos criterios de selección hay
tres medidas alternativas de inflación que tienen
mayor eficiencia de proyección del nivel general
de precios en el largo plazo que la inflación en el
IPC.
Oeconomia
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
91
Se encuentra que de estas medidas, sobre la base
de su volatilidad y su capacidad de proyección, el
indicador de influencia limitada, dado por la media
truncada (15 por ciento), es el mejor de los tres.
variabilidad de la inflación de Canadá en el periodo
estimado. La mayoría de los resultados sugieren que
la inflación ponderada según volatilidad es la que
mejor captura la tendencia de la inflación.
Valdivia y Vallejos (2000) consideran un concepto
amplio de inflación subyacente que involucra la
inflación aislando el componente permanente o de
largo plazo, que depende de las variables económicas
fundamentales. Evalúan una serie de medidas
subyacentes en Perú (exclusión según volatilidad,
exclusión según volatilidad y ponderación, la
inflación normalizada, de tendencia, mediana,
media acotada y var estructural).
Roberts (2005) utiliza datos con periodicidad
trimestral para explorar el concepto de inflación
subyacente y las propiedades de varias de las
medidas en Australia. Calculan 5 indicadores
subyacentes: mediana ponderada, media acotada
simétrica, ponderado por volatilidad, acotada según
Jarque Bera (1987) óptimo y exclusión según
volatilidad.
Concluyen que la mejor alternativa lo constituía
el indicador que excluye los rubros con mayor
variabilidad en su contribución ponderada a la
inflación: carne de pollo, transporte urbano, papa,
cebolla, pan, huevos, etc. Este indicador reduce
la volatilidad en un 30 por ciento y es además
fácil de calcular y es el más estable de todos los
evaluados.
Encuentra evidencias de que los indicadores de
influencia limitada son más adecuados para el
caso de Australia que las medidas basadas en
exclusión. Afirman que las medidas de media
acotada y mediana ponderada explotan de mejor
manera el trade- off entre eficiencia y robustez.
Las pruebas econométricas sugieren que para una
mayor eficiencia de los resultados se utilicen varias
medidas de inflación subyacente.
Lefort (1999) analiza la mediana y la mediana
ponderada como indicadores de inflación subyacente
para Chile. En este sentido, la mediana de la
distribución de las variaciones de los precios provee
información adicional a la que ofrece el IPC
tradicional y no debe ser considerada como un
reemplazante de este último.
Cupé (1999) analiza la inflación subyacente para
el caso de Bolivia a través del método de los
componentes principales, en el que se utiliza la
división de los componentes del IPC en grupos y
subgrupos para determinar los principales factores
que inciden en el consumo de las familias y de la
economía como un todo.
Hogan et al (2001) analiza un rango de medidas de
inflación subyacente para Canadá; una que excluye
los componentes más volátiles históricamente; una
que incluye todos los componentes de la canasta pero
disminuye el peso en la ponderación de aquellos más
volátiles; una que refleja el percentil 50 (mediana
ponderada); una que excluye los componentes más
volátiles en un punto del tiempo; y una que excluye
los precios considerados tradicionalmente que son
afectados por choques de oferta temporales.
Los resultados muestran que la evolución de los
productos agrícolas que conforman la canasta
familiar (componentes Alimentos Sin Elaborar),
tienen un comportamiento mucho más volátil que
el resto de la canasta. También tienen un fuerte
componente estacional y son extremadamente
sensibles a factores climatológicos que afectan la
oferta de estos productos. Se destaca, en el caso de
Bolivia, el comportamiento de “líder inflacionista”
del componente Servicios, que incide directamente
en la inflación general al presionar vía costos
al incremento de precios en el conjunto de la
economía.
Según Hogan et al (2001) cada una de esas medidas
tienen características para ser buenos indicadores de
inflación subyacente, sin embargo para los autores es
difícil escoger por el ambiente de estabilidad y baja
92
Mankikar y Paisley (2004) evalúan un rango de
medidas de inflación subyacentes en Inglaterra,
tanto a nivel conceptual como empírico. Concluyen
que todas las medidas tienen sus ventajas y
limitaciones y que cada una provee información
útil desde puntos de vista diferentes, para entender
el proceso inflacionario. Cuando todas las medidas
están dando el mismo mensaje, entonces en un
sentido, los hacedores de política monetaria pueden
considerar razonablemente que estas medidas están
proveyendo una guía confiable para las presiones
inflacionarias. Cuando por el contrario las medidas
comienzan a divergir los hacedores de política
necesitan prestar atención más de cerca de las
razones de estas divergencias.
Misas et al (2005) presenta la estimación de la
inflación subyacente en Colombia mediante un
esquema de tendencias estocásticas comunes
asociadas a un modelo vectorial de corrección de
errores con restricciones de carácter estructural
(SVEC). En el sistema, la inflación subyacente es
interpretada y construida como la estimación de largo
plazo de la inflación sujeta a la información contenida
en el crecimiento de M3, el nivel de producto,
los términos de intercambio y el crecimiento de
los salarios nominales y a las propiedades de
cointegración de este sistema de información.
La inflación subyacente calculada es comparada con
otras medidas calculadas de manera estadística y se
comprueba que posee las características deseadas
en cuanto a varianza y sigue en forma adecuada la
inflación observada.
Clark (2001) utiliza criterios comúnmente utilizados
para evaluar distintas medidas de inflación
subyacente en Estados Unidos. Se analizan cinco
medidas: inflación excluyendo bienes y servicios
relacionados a alimentos y energía, uno excluyendo
energía, uno excluyendo ocho componentes
específicos, uno de media acotada y la mediana.
Analizando la evidencia histórica sugiere que la
media acotada y el indicador de exclusión de energía
son medidas superiores de inflación subyacente.
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
Cutler (2001) calculó una nueva medida de inflación
subyacente para Inglaterra basada en el concepto
teórico desarrollado por Blinder (1997) el cual
define la inflación subyacente como la parte durable
o persistente de la inflación. Esto lo lleva a cabo a
través de la reponderación de los componentes del
IPC basado en la persistencia relativa de sus tasas
de inflación pasadas. La nueva medida de inflación
tiene mejor habilidad de predicción de la inflación
observada que otros indicadores tradicionales.
Para el caso dominicano se tiene un antecedente en
las estimaciones de indicadores subyacentes. Cruz
(1999) estima una medida de inflación a través de
una ecuación del IPC con la oferta monetaria y asume
que los residuos de largo plazo son los componentes
de la inflación no relacionados con la política
monetaria. En este trabajo se acepta la hipótesis de
que la inflación es un fenómeno monetario. Este
índice propuesto tiene menor volatilidad y sigue la
tendencia de largo plazo de la inflación.
En el CMCA (2005) se compara la inflación
efectiva, la inflación de tendencia y la inflación
subyacente que publican los bancos centrales de
los países centroamericanos pertenecientes al
Consejo Monetario Centroamericano (CMCA) y un
indicador subyacente calculado internamente por el
área de investigación económica del Banco Central
de la República Dominicana, con los agregados
monetarios de esos países2.
18
La evaluación empírica sugiere que en Costa
Rica, Guatemala y República Dominicana la
inflación núcleo es la medida más adecuada para el
seguimiento de la inflación por estar más relacionada
con los agregados monetarios. En el caso de
Nicaragua la inflación efectiva y de tendencia son
las recomendadas. Honduras no calcula la inflación
subyacente. En los tres primeros países la emisión
monetaria es la medida más relacionada con los
precios.
Los países que pertenecen al CMCA son Costa Rica, Guatemala, Honduras,
Nicaragua, El Salvador y República Dominicana. El Salvador es una
economía dolarizada.
2
Oeconomia
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
Concluye sugiriendo que en Centroamérica las
metas de inflación de la programación monetaria
deben evaluarse con la inflación subyacente o la de
tendencia. Y que aunque el Salvador es una economía
totalmente dolarizada el concepto puede ser muy útil
para fines de predicción y programación monetaria.
8. Conclusiones y Recomendaciones
En este trabajo teníamos como objetivos el cálculo
y evaluación de distintas medidas de inflación
subyacente en la República Dominicana con el fin de
seleccionar “las mejores” para ser consideradas para
su uso por parte de las autoridades monetarias.
Se evaluaron 25 indicadores, que incluyen medidas
de exclusión, de extracción de señales y de
influencia limitada. Luego se evaluaron en base a
cuán bien estas medidas representan la tendencia
de largo plazo de la inflación observada, cuán bien
relacionadas están con los agregados monetarios
y cuál es la capacidad de cada una de ellas para
predecir la inflación efectiva.
Los resultados muestran que todas las medidas
tienen sus fortalezas y debilidades, por lo que
la decisión acerca de cuál medida será utilizada
por el Banco Central debe ser una decisión de las
autoridades monetarias. A raíz de nuestra evaluación
recomendamos cuatro indicadores: 1) el indicador
de exclusión ADHOC1 2) el indicador de exclusión
ADHOC2 3) el indicador de exclusión según
volatilidad (10%) y 4) el indicador de influencia
limitada de mediana ponderada.
El indicador ADHOC1 excluye los bienes
alimenticios, combustibles, servicios administrados
y servicios de transporte aéreo y terrestre, que
representan el 33.57% de la canasta familiar. El
indicador ADHOC2 excluye combustibles, energía,
servicios de transporte, bebidas alcohólicas y
productos del tabaco, que corresponde al 17.22%
de los componentes del IPC agregado. El indicador
de Exclusión según Volatilidad (10%) excluye el
10% de los productos más volátiles en cada mes. El
indicador de mediana ponderada toma en cuenta la
inflación que se encuentra en el quinto percentil (el
punto medio de la distribución de corte transversal
93
de los componentes del IPC) y tiene la ventaja de
disminuir o eliminar la asimetría de la distribución
de los componentes del IPC.
A la luz de estos resultados, recomendamos que para
fines de política monetaria más que seleccionar una
sola medida sería más útil tener un número limitado
de medidas de inflación subyacente y utilizar las
informaciones que nos dan cada una de las medidas
y de esa forma poder tener un mejor entendimiento
del comportamiento subyacente de la inflación.
Si todas las medidas nos indican un mismo
comportamiento acerca de la evolución subyacente
de la inflación, eso fortalecería la confianza de la
señal que envían estos indicadores. Por ejemplo, si
el indicador ADHOC2 es mayor que el indicador
ADHOC1 nos podría estar indicando que el grupo
de alimentos tuvo un comportamiento al alza, pues
el renglón alimentos es extraído del ADHOC1 pero
no del ADHOC2.
Sería interesante que en un futuro se puedan realizar
otras medidas de inflación subyacente utilizando el
enfoque de modelos econométricos, basados en el
comportamiento teórico dado por otras variables
de la economía.
Analizando los datos más recientes de los cuatro
índices seleccionados en relación a la inflación
observada, las medidas aparentan enviar distintas
señales. Mientras la inflación subyacente interanual
ADHOC1 en Abril alcanza el 6.41%, 0.64 puntos
porcentuales por encima de la inflación observada
que fue de 5.77%, los otros indicadores subyacentes
muestran niveles inferiores con 4.79% el ADHOC2,
5.15% el de Volatilidad de exclusión de 10%( 5.15%)
y la mediana ponderada (2.68%). Esta diferencia es
explicada principalmente a la disminución de la
inflación de los bienes alimenticios.
Como la inflación observada excede la mayoría
de los indicadores subyacentes en el mes de Abril
2007 se debería esperar que la inflación descienda
en un futuro hacia su valor de largo plazo, dado por
la inflación subyacente.
94
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ANEXOS
Oeconomia
99
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
C u ad ro 1
R aíz d el E rro r C u ad rático M ed io (E C M ) resp ecto a In flació n d e T en d en cia (H P )
R a íz d e l E rro r C u a d rá tic o M e d io (E C M )
In fla ció n S u b ya ce n te V o la tilid a d P o n d e ra d o
M e d ia n a P o n d e ra d a (C N )
In fla ció n S u b ya ce n te E x 3 0 % V o la tilid a d
In fla ció n S u b ya ce n te E x 2 0 % V o la tilid a d
In fla ció n S u b ya ce n te E x 4 0 % V o la tilid a d
In fla ció n S u b ya ce n te A D H O C 1 (E x.)
M e d ia A co ta d a S im é trica (cn )
In fla ció n S u b ya ce n te E x 1 0 % V o la tilid a d -P o n d e ra ció n
In fla ció n S u b ya ce n te E x 1 0 % V o la tilid a d
In fla ció n S u b ya ce n te E x 4 0 % V o la tilid a d -P o n d e ra ció n
In fla ció n S u b ya ce n te E x 2 0 % V o la tilid a d -P o n d e ra ció n
In fla c ió n O b s e rva d a
In fla ció n S u b ya ce n te E x 3 0 % V o la tilid a d -P o n d e ra ció n
In fla ció n S u b ya ce n te A D H O C (E x.)
In fla ció n S u b ya ce n te A D H O C 2 (E x.)
In fla ció n S u b ya ce n te P e rsiste n cia
M e d ia A co ta d a S im é trica 5 % y 5 %
M e d ia n a
M e d ia A co ta d a A sim é trica 6 % y 4 %
M e d ia A co ta d a A sim é trica 2 4 % y 1 6 %
M e d ia A co ta d a A sim é trica 1 2 % y 8 %
M e d ia A co ta d a S im é trica 1 0 % Y 1 0 %
M e d ia A co ta d a A sim é trica 1 8 % y 1 2 %
M e d ia A co ta d a S im é trica 1 5 % Y 1 5 %
RECM
1 0 .2 8
1 0 .4 0
1 0 .4 8
1 1 .1 3
1 1 .2 5
1 1 .7 6
1 2 .1 0
1 2 .1 2
1 2 .1 5
1 2 .4 2
1 2 .5 1
1 2 .8 4
1 2 .8 7
1 3 .3 2
1 3 .4 5
1 3 .4 7
1 3 .5 2
1 3 .5 9
1 3 .7 9
1 3 .8 9
1 4 .4 1
1 4 .5 0
1 4 .5 8
1 4 .7 9
Banco Central de la República Dominicana
100
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
C u ad ro A1
P ru eb a d e C au salid ad d e G ran g er co n E m isió n
Indicadores S ubyacentes
3 m eses
C ausado
6 m eses
C ausa
C ausado
9 m eses
C ausa
C ausado
12 m eses
C ausa
C ausado
C riterio
C ausa
C um plim iento o no
Inflación S ubyacente V olatilidad P onderado
Sí
No
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M ediana P onderada (C N )
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
Sí
C um plido
Inflación S ubyacente E x 30% V olatilidad
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
No
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 20% V olatilidad
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
No
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 40% V olatilidad
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
No
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente A D H O C 1 (E x.)
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada S im étrica (cn)
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Inflación S ubyacente E x 10% V olatilidad -P onderación
Sí
No
Sí
Sí
Sí
No
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 10% V olatilidad
Sí
No
Sí
No
No
No
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 40% V olatilidad -P onderación
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 20% V olatilidad -P onderación
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación O bservada
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 30% V olatilidad -P onderación
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente A D H O C 3 (E x.)
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente A D H O C 2 (E x.)
Sí
No
Sí
Sí
Sí
No
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente P ersistencia
Sí
No
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada S im étrica 5% y 5%
Sí
No
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
M edia A cotada A sim étrica 6% y 4%
Sí
Sí
Sí
No
Sí
No
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada A sim étrica 24% y 16%
Sí
C um plido P arcialm ente
Sí
Sí
No
Sí
Sí
Sí
M edia A cotada A sim étrica 12% y 8%
Sí
No
No
Sí
No
No
No
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada S im étrica 10% Y 10%
Sí
No
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada A sim étrica 18% y 12%
Sí
No
Sí
No
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada S im étrica 15% Y 15%
Sí
No
No
No
No
No
Sí
No
C um plido P arcialm ente
M ediana
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
* E l criterio de aceptación o rechazo es 5%
C u a d ro A2 -1
P ru eb a d e C au salid ad d e G ran g er co n E P P
Indicadores S ubyacentes
3 m eses
C ausado
6 m eses
C ausa
C ausado
9 m eses
C ausa
C ausado
12 m eses
C ausa
C ausado
C riterio
C ausa
C um plim iento o no
Inflación S ubyacente V olatilidad P onderado
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M ediana P onderada (C N )
Sí
Sí
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 30% V olatilidad
Sí
No
Sí
No
Sí
Sí
Sí
No
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 20% V olatilidad
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 40% V olatilidad
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente A D H O C 1 (E x.)
Sí
Sí
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada S im étrica (cn)
Sí
Sí
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 10% V olatilidad -P onderación
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 10% V olatilidad
Sí
No
Sí
No
No
No
Sí
No
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 40% V olatilidad -P onderación
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 20% V olatilidad -P onderación
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación O bservada
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 30% V olatilidad -P onderación
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente A D H O C 3 (E x.)
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente A D H O C 2 (E x.)
Sí
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Sí
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Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente P ersistencia
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
M edia A cotada S im étrica 5% y 5%
Sí
No
Sí
No
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C um plido
M edia A cotada A sim étrica 6% y 4%
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
M edia A cotada A sim étrica 24% y 16%
Sí
Sí
Sí
No
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No
Sí
No
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada A sim étrica 12% y 8%
Sí
No
No
Sí
No
No
Sí
No
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada S im étrica 10% Y 10%
Sí
No
Sí
Sí
No
No
No
No
N o C um plido
M edia A cotada A sim étrica 18% y 12%
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
M edia A cotada S im étrica 15% Y 15%
Sí
Sí
No
No
No
No
No
No
N o C um plido
M ediana
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
* E l criterio de aceptación o rechazo es 5%
Oeconomia
101
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
C u ad ro A2-3
P ru eb a d e C au salid ad d e G ran g er co n M 1
Indicadores S ubyacentes
3 m eses
C ausado
6 m eses
C ausa
C ausado
9 m eses
C ausa
C ausado
12 m eses
C ausa
C ausado
C riterio
C ausa
C um plim iento o no
Inflación S ubyacente V olatilidad P onderado
Sí
Sí
Sí
Sí
No
Sí
No
Sí
C um plido P arcialm ente
M ediana P onderada (C N )
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 30% V olatilidad
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 20% V olatilidad
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 40% V olatilidad
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente A D H O C 1 (E x.)
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
No
Sí
No
C um plido P arcialm ente
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada S im étrica (cn)
Sí
No
Sí
No
Sí
No
No
No
Inflación S ubyacente E x 10% V olatilidad -P onderación
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 10% V olatilidad
Sí
No
Sí
No
No
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 40% V olatilidad -P onderación
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 20% V olatilidad -P onderación
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación O bservada
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente E x 30% V olatilidad -P onderación
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente A D H O C 3 (E x.)
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente A D H O C 2 (E x.)
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
C um plido
Inflación S ubyacente P ersistencia
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada S im étrica 5% y 5%
Sí
No
Sí
No
Sí
No
No
No
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada A sim étrica 6% y 4%
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada A sim étrica 24% y 16%
Sí
No
Sí
No
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada A sim étrica 12% y 8%
Sí
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada S im étrica 10% Y 10%
Sí
No
No
Sí
No
Sí
No
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada A sim étrica 18% y 12%
Sí
No
Sí
No
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M edia A cotada S im étrica 15% Y 15%
Sí
Sí
No
No
No
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M ediana
Sí
Sí
Sí
No
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
* E l criterio de aceptación o rechazo es 5%
C u ad ro A2-4
P ru eb a d e C au salid ad d e G ran g er co n In flació n O b servad a
Indicadores S ubyacentes
3 m eses
C ausado
6 m eses
C ausa
C ausado
9 m eses
C ausa
C ausado
C riterio
12 m eses
C ausa
C ausado
C ausa
C um plim iento o no
Inflación S ubyacente V olatilidad P onderado
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
M ediana P onderada (C N )
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 30% V olatilidad
Sí
Sí
Sí
No
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 20% V olatilidad
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
C um plido
Inflación S ubyacente E x 40% V olatilidad
Sí
Sí
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Inflación S ubyacente A D H O C 1 (E x.)
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
C um plido
M edia A cotada S im étrica (cn)
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 10% V olatilidad -P onderación
No
Sí
No
No
No
No
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 10% V olatilidad
No
Sí
No
Sí
No
Sí
Sí
Sí
C um plido
Inflación S ubyacente E x 40% V olatilidad -P onderación
No
Sí
No
No
No
No
No
Sí
C um plido P arcialm ente
Inflación S ubyacente E x 20% V olatilidad -P onderación
No
No
No
No
No
No
Sí
Sí
N o cum plido
Inflación S ubyacente E x 30% V olatilidad -P onderación
No
No
No
No
No
No
No
No
N o cum plido
Inflación S ubyacente A D H O C 3 (E x.)
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
C um plido
Inflación S ubyacente A D H O C 2 (E x.)
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
Inflación S ubyacente P ersistencia
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
N o cum plido
M edia A cotada S im étrica 5% y 5%
Sí
No
C um plido
No
No
No
No
No
No
M edia A cotada A sim étrica 6% y 4%
Sí
No
No
No
No
No
No
No
N o cum plido
M edia A cotada A sim étrica 24% y 16%
Sí
No
Sí
No
No
Sí
Sí
Sí
N o cum plido
M edia A cotada A sim étrica 12% y 8%
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
C um plido
M edia A cotada S im étrica 10% Y 10%
No
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
C um plido
M edia A cotada A sim étrica 18% y 12%
Sí
Sí
No
Sí
No
Sí
No
Sí
C um plido
M edia A cotada S im étrica 15% Y 15%
Sí
No
Sí
No
No
No
Sí
No
N o cum plido
M ediana
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
Sí
C um plido P arcialm ente
* E l criterio de aceptación o rechazo es 5%
102
Banco Central de la República Dominicana
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos
C u a d ro 4
In d ic a d o re s d e In fla c ió n S u b ya c e n te P u b lic a d o s p o r D is tin to s B a n c o s C e n tra le s e n s u s R e p o rte s d e In fla c ió n y d e P o lític a m o n e ta ria
P a ís
M e d id a d e In fla c ió n S u b ya c e n te p u b lic a d a
A u s tra lia
IP C m e n o s p a g o s d e in te re se s h ip o te ca rio s, p re cio s d e e n e rg ia y p re cio s co n tro la d o s p o r e l g o b ie rn o
B e lg ic a
IP C m e n o s p a p a s, fru ta s y ve g e ta le s
B ra s il
IP C A e xclu ye n d o co m id a s e n e l h o g a r y p re cio s m o n ito re a d o s p o r e l g o b ie rn o .
M e d id a s p o d a d a s (trim m e d m e a n ) so b re e l IP C (sin e sp e cifica r p o rce n ta je d e p o d a )
Canadá
IP C m e n o s im p u e sto s in d ire cto s, co m p o n e te s d e a lim e n to s y e n e rg ía
C o lo m b ia
U n p ro m e d io d e cu a tro m e d id a s (IP C e xclu ye n d o a lim e n to s y tre s e stim a d o re s d e in flu e n cia lim ita d a )
C o s ta R ic a
IP C e xclu ye n d o p ro d u cto s q u e p u e d e n se r a fe cta d o s p o r e l clim a , co m o lo s a g ríco la s, m á s lo s q u e so n fija d o s p o r la le y
y o tro s q u e so n fija d o s u n a o d o s ve ce s a l a ñ o co m o la m a trícu la e d u ca tiva
C h ile
IP C e xclu ye n d o a lim e n to s p e re ce d e ro s y e n e rg ia . Id e m a n te rio r m e n o s ta rifa s re g u la d a s, p re cio s a d m in istra d o s p o r e l e sta d o ,
y p re cio s d e o tro s a rtiu lo s a fe cta d o s p o r im p u e sto s in d ire cto s (3 1 % )
E s ta d o s U n id o s
IP C m e n o s a lim e n to s y e n e rg ia . M e d ia n a p o n d e ra d a
España
IP C m e n o s p a g o s d e in te re se s h ip o te ca rio s
E l S a lva d o r
IP C m e n o s ce re a le s y d e riva d o s, p e sca d o s y m a risco s, h u e vo s, fru ta s, ve g e ta le s, le g u m b re s, e le ctricid a d y co m b u stib le (2 0 .7 % )
F ilip in a s
U n a lin e a e sta d ística d e te n d e n cia
F in la n d ia
IP C m e n o s co sto s d e ca p ita l d e vivie n d a , im p u e sto s in d ire cto s y su b sid io s d e l g o b ie rn o
F ra n c ia
IP C m e n o s ca m b io s e n lo s im p u e sto s, p re cio s d e a lim e n to s y e n e rg ia , y p re cio s re g u la d o s
G re c ia
IP C m e n o s a lim e n to s y co m b u stib le
G u a te m a la
IP C m e n o s fru ta s fre sca s, se ca s y e n co n se rva , h o rta liza s, le g u m b re s y tu b é rcu lo s, a g u a , e le ctricid a d , g a s y co m b u stib le s. (8 .2 % )
H o la n d a
IP C m e n o s ve g e ta le s, fru ta s y e n e rg ía
Is ra e l
IP C m e n o s b ie n e s d e l g o b ie rn o , vivie n d a s, fru ta s y ve g e ta le s
Japón
IP C m e n o s a lim e n to s fre sco s
N o ru e g a
IP C m e n o s p re cio s d e e le ctricid a d e im p u e sto s in d ire cto s
N ic a ra g u a
IP C m e n o s a lim e n to s p e re ce d e ro s, d e riva d o s d e l p e tró le o , e n e rg ía y a g u a (3 0 % )
N u e va Z e la n d a
IP C m e n o s p re cio s d e b ie n e s b á sico s (co m m o d itie s), p re cio s co n tro la d o s p o r e l g o b ie rn o ,
ca rg o s p o r in te re se s y cré d ito
P o lo n ia
U n co n ju n to d e tre s m e d id a s (IP C m e n o s p re cio s co n tro la d o s o ficia lm e n te ,
IP C m e n o s p re cio s co n la s vo la tilid a d e s m á s a lta s y u n a m e d ia p o d a d a a l 1 5 % ).
P o rtu g a l
M e d ia p o d a d a d e l IP C a l 1 0 %
R e in o U n id o
In d ice s d e p re cio s m in o rista s m e n o s p a g o s p o r in te re se s h ip o te ca rio s.
Id e m a n te rio r m e n o s im p u e sto s in d ire cto s y lo ca le s
IP C m e n o s in te re se s h ip o te ca rio s, a lim e n to s, co m b u stib le y lu z
R e p .C h e c a
IP C m e n o s h o n o ra rio s y p re cio s re g u la d o s o co n tro la d o s
S u e c ia
IP C m e n o s p a g o s d e in te re se s h ip o te ca rio s, im p u e sto s in d ire cto s y su b sid io s
F u e n te s: R o d rig u e s F ig u e re id o (2 0 0 1 ), C o n se jo M o n e ta rio C e n tro a m e rica n o y p u b lica cio n e s d e b a n co s ce n tra le s d e d ive rso s p a ise s
Oeconomia
Breves ensayos sobre Economía y Finanzas
103