“ LA PARIDAD DEL PODER DE COMPRA ENTRE PERÚ y

“ LA PARIDAD DEL PODER DE COMPRA ENTRE PERÚ y ESTADOS UNIDOS”
(
(1991.01‐2011.07)
)
Ponente: Mag. Cornelio Ticse Núñez
Ponente: Mag. Cornelio Ticse
RESUMEN
Los resultados obtenidos muestran que los
datos no se ajustan
j
a lo qque ppredice la teoría
de la Paridad tanto en el corto como en el largo
plazo mostrando importantes desviaciones la
plazo,
Paridad del Poder de Compra. Tal evidencia
hace suponer que el modelo básico empleado sobre la base de la Ley de un Precio Único- no
es suficiente para comprobar dicha Ley.
El PPA no se cumple porque los bienes son
muy diferentes entre lo que produce y
exporta un país desarrollado (PD) y un país
subdesarrollado (PSD), por ejemplo
A
Argentina
ti exporta
t carne, Chile
Chil Cobre,
C b Perú
P ú
espárragos y minerales; Venezuela petróleo,
sin embargo éstos países consumen tv
Samsung,
g, refrigeradoras
g
LG,, celulares
Sony-Ericson, autos toyota, zapatillas
Adidas Nike etc.
Adidas,
etc
Sin la presencia de: barreras arancelarias,
arancelarias
costos de transporte, diferenciación de
productos y otras barreras no arancelarias
provocan la violación de la condición de no
arbitraje, y por lo tanto de la LUP.
C
Consecuentemente,
ell supuesto de
d
sustituibilidad pperfecta de bienes entre
distintos países es crucial para comprobar el
cumplimiento de la ley de un solo precio.
precio
Los factores que afectan el cumplimiento del PPA
son: costos de transporte,
p
barreras al comercio
(prohibiciones, cuotas o aranceles) costos de
información y competencia imperfecta etc. Si
existe presencia de dichos factores entonces
habrá diferencias en precios de los bienes entre
ambos países y si éstos se mantienen a lo largo
d l tiempo,
del
ti
l precios
los
i de
d bienes
bi
d é ti
domésticos
diferirá de los precios de bienes extranjeros.
La ley de un solo precio, de aquí en adelante LUP, es el fundamento
d la
de
l condición
di ió de
d la
l Paridad
P id d de
d Poder
P d de
d Compra.
C
F
Formalmente,
l
t
se expresa de la siguiente manera:
Pi,t  Et Pi*,t i  1,2,...,
1 2 N.
(1)
De acuerdo a la ecuación (1), la versión absoluta de la Ley de Único
Precio postula que el mismo bien deberá tener el mismo precio
nominal en todos los países si los precios fuesen expresa dos en
términos de una misma moneda. El argumento
g
básico p
para el
cumplimiento de la LUP se basa en que el arbitraje igualará los
precios de todos los mercados.
En su versión relativa, la LUP postula que la condición relativamente
débil es:
Et Pi *,t
Pi ,t

Et 1 Pi *,t 1
Pi ,t 1
(2) La versión de la hipótesis de la PPP, en un país que mide su índice de
precios mediante una media ponderada requiere que:
N
Et   i P 
*
i ,t
i 1
N
donde se cumple que

i 1
N

i 1
i
Pi , t
((3))
i 1.
Las ponderaciones son los pesos de cada bien en el Índice de precios
al consumidor. Luego, si tomamos logaritmos a la ecuación (3), y
denominando los índices de precios y en logaritmos como P y ,
se deriva la condición de PPP:
et  p  p * (4)
d d
donde:
q  et  p  p *
La observación realizada p
puede ser formalizada de la siguiente
g
manera a partir de (3):
N
N
N
*
*

P

E

P

E
(



)
P
 i i ,t t 
t
i
i
i ,t
i 1
i 1
N
* *
i i ,t
i 1
N
* *

P

E

 i i,t t  i Pi,t  
i 1
(6)
(7)
i 1
La ecuación (7) evidencia que cuando mayor sea la disparidad
d las
de
l ponderaciones
p nd r i n de
d precios
pr i nacionales,
n i n l mayor
m r es la
l aparente
p r nt
disparidad entre los índices agregados, aún cuando se cumpla la
LUP en cada uno de los bienes.
GRAFICO Nº 1 INFLACION-PERU
INFLACION PERU ENERO 1991 _ JULIO 2011
20
16
12
8
4
0
-4
92
94
96
98
00
02
04
INFLACION
06
08
10
GRAFICO Nº 3 INFLACION DE EUA 1990.01_2011.07
16
12
8
4
0
-4
1980
1985
1990
1995
2000
INFLACIONEUA
2005
2010
GRAFICO Nº2 TCN-PERU: 1991.01 _ 2011.07
4.0
3.5
3.0
2.5
2.0
1.5
1.0
0.5
92
94
96
98
00
02
04
TCNOMINAL
06
08
10
1.Metodología de Engle y Granger.
2.Una vez terminada la evaluación de presencia de raíz unitaria en las series, y
habiendo encontrado que dos de las series son I (1) y una es I(0), pasamos al
análisis de cointegración cuyo objetivo es probar la presencia de vectores de
cointegración:
i
ió combinaciones
bi i
li l de
lineales
d las
l series
i de
d interés
i
é que guarden
d una
relación económica de equilibrio de largo plazo.
Analíticamente podemos plantear la cointegración de la siguiente forma:
1et   2 p *  3 p  ut
Donde ut es un proceso estacionario.
La existencia
L
i
i de
d un vector de
d cointegración
i
ió que confirme
fi
ell cumplimiento
li i
de la Paridad del Poder de Compra entre él Perú y los Estados Unidos de
América, es decir una tendencia al equilibrio en el Largo Plazo es que el nuevo
sol de Perú ajustado por el nivel de precios americano tenga el mismo poder
adquisitivo que un dólar americano en el propio Estados Unidos.
1.Estimando el Vector de Cointegracion de la PPP.
1.Como la serie TCN tiene intercepto y tendencia , se estima el siguiente
modelo:
Ln(TCNt) = α0 + α1t + β1 Ln(IPC_USAt) + β1Ln(IPC_PERUt) + ut …(2)
Incorporamos
In
rp r m tendencia
t nd n i e intercepto
int r pt para
p r que
q los
l residuos
r id
estén
tén limpios
limpi
de componentes determinísticos. De esta manera
buscamos encontrar
cointegración determinística.
Una vez estimado el vector de cointegración de la ecuación (2) modificado
es decir sin tomar en cuenta los logaritmos dado la restricción de valores
negativos en la serie inflación del Perú en el período de estudio y su respectivo
ggráfico de la regresión
g
estimada del tipo
p de Cambio Nominal ((TCN)) , del TCN
observada y del error de estimación se presenta en el Anexo en el gráfico Nº 5,
. En este caso aplicamos la prueba de raíz unitaria ADF o Phillip Perron al
residuo de la ecuación (2) de cointegración modificado, comparándolos luego
con los valores críticos de Mackinnon (1996).
Tabla Nº 4. Estimación de la PPP del Perú/EUA.
Method: Least Squares
Date: 12/05/11 Time: 10:25
Sample (adjusted): 1991M01 2011M01
Included observations: 253 after adjustments
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
T2
1.356182
0.006165
0.128028
0.000471
10.59282
13.07903
0.0000
0.0000
INFLACIONEUA
-0.320465
0.025826
-12.40858
0.0000
INFLACION
-0.001471
0.001264
-1.163329
0.2458
R-squared
0.741125
Mean dependent var
2.660360
Adj t d R
Adjusted
R-squared
d
0 738006
0.738006
SD d
S.D.
dependent
d t var
0 926034
0.926034
S.E. of regression
0.473994
Akaike info criterion
1.360439
Sum squared resid
55.94289
Schwarz criterion
1.416303
Log likelihood
-168.0956
F-statistic
237.6180
Durbin Watson stat
Durbin-Watson
0 083443
0.083443
Prob(F statistic)
Prob(F-statistic)
0 000000
0.000000
Tabla Nº 5. Prueba de la Raíz Unitaria del Error de la Cointegración.
Null Hypothesis: ERROR2 has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on AIC, MAXLAG=1)
t-Statistic
Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic
-2.106157
0.5394
Test critical values:
1% level
-3.994891
5% level
-3.427758
10% level
-3.137225
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Ln(TCNt) = α0 + α1t + β1 Ln(IPC_USAt) + β1Ln(IPC_PERUt) + ut …(2)
1. Análisis de la serie del Tipo de Cambio Real
Otra forma de analizar el cumplimiento de la PPP es analizando la
estacionariedad del Tipo de Cambio real,
real dado el residuo de la
estimación, que viene a ser el Tipo de Cambio Real .Entonces
procedemos a analizar el correlograma del residuo de la ecuación
(2) es decir del Tipo de Cambio Real:
(2),
TABLA Nº 6.Autocorrelación muestral y parcial muestral del TCR
Sample: 1991M01 2011M07
Included observations: 253
Autocorrelation
.|*******|
.|*******|
.|*******|
.|*******|
.|****** |
.|****** |
.|****** |
.|****** |
.|***** |
.|*****
|
|
.|***** |
.|***** |
.|**** |
.|**** |
.|**** |
.|****
|**** |
.|**** |
.|**** |
.|**** |
.|**** |
.|**** |
.|*** |
.|*** |
.|*** |
Partial Correlation
.|*******|
.|.
|
.|*
|
.|.
|
*|.
|
.|.
|
.|.
|
.|.
|
.|.
|
.|.
|
|
.|.
|
**|.
|
.|*
|
.|.
|
.|.
|
.|.
|
|
.|.
|
.|** |
*|.
|
.|*
|
.|.
|
.|.
|
.|.
|
.|.
|
AC
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
0
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22
23
24
0.952
0.911
0.880
0.855
0.822
0.793
0.762
0.732
0.706
0.685
0
685
0.660
0.616
0.583
0.561
0.542
0 523
0.523
0.501
0.498
0.480
0.469
0.459
0.450
0.434
0.424
PAC
0.952
0.043
0.100
0.055
-0.064
0.022
-0.046
-0.005
0.022
0.054
0
05
-0.043
-0.211
0.071
0.049
0.054
0 035
0.035
-0.031
0.213
-0.179
0.091
-0.017
0.022
-0.008
-0.025
Q-Stat
232.12
445.29
645.20
834.45
1010.4
1174.8
1327.1
1468.3
1599.9
1724.6
6
1840.7
1942.3
2033.8
2118.6
2198.2
2272 6
2272.6
2341.3
2409.4
2472.9
2533.8
2592.4
2649.1
2701.8
2752.4
Prob
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0
000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0 000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
GRAFICO Nº 6. FRECUENCIA CICLICA Y NO CICLICA DEL TIPO
DE CAMBIO REAL PERIODO: 1990.O1 _ 2011.07
Fixed length symmetric (Baxter-King) filter
Frequency Response Function
1.0
1.2
.3
0.5
1.0
.2
0.0
.1
-0.5
0.8
0.6
0.4
.00
-1.0
1.0
-.1
-1.5
0.2
0.0
-0.2
-.2
90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10
ERROR2
Non-cyclical
Cycle
.0
.1
.2
Actual
.3
.4
.5
cycles/period
Ideal
•Conclusiones
Los resultados del trabajo muestran que el TCR no es
estacionario, de lo cual no podemos concluir mediante esta
metodología que la Paridad de Poder de Compra (PPP) se
cumpla, al menos para el periodo comprendido en el trabajo
(1991-2011).
Asimismo las distintas metodologías de cointegración,
Asimismo,
cointegración Engle y
Granger, y Johansen , no prueban que los datos para el Perú y
Estados Unidos se ajusten a lo que predice la teoría de la PPP.
No obstante los resultados obtenidos deberían ser interpretados
con cautela ya que podrían estar sesgados especialmente por la
duración de la muestra y el p
periodo de consideración de la
misma, en el cuál el IPC de Perú comienza un período de calma
o relativa estabilidad.
Gracias