El modelo P-Estrella con brechas de precios interna y externa: un

SERIE ESTUDIOS ECONOMICOS
No. 3
El modelo P-Estrella con brechas de
precios interna y externa: un análisis de la
inflación en República Dominicana basado
en la teoría cuantitativa del dinero
Banco Central
de la República Dominicana
Gobernador
Héctor Valdez Albizu
Vice-gobernadora
Clarissa de la Rocha de Torres
Gerente
Pedro Silverio Alvarez
Sub-gerente de Política Monetaria, Cambiaria
y Financiera
Joel P. Tejeda Comprés
Catalán, Alonso, Horacio
El modelo P-Estrella con brechas de precios interna y externa [texto]: un análisis de la inflación en
República Dominicana basado en la teoría cuantitativa del dinero / Horacio Catalán Alonso, Luis
Miguel Galindo Paliza, Alexander Medina Féliz. – 1ra. ed. – Santo Domingo: Banco Central de la
República Dominicana, 2010.
45 p. : il. ; 23 cm
ISBN 978-9945-443-53-0
1. Política Monetaria – República Dominicana 2. República Dominicana –
Condiciones Económicas I. Título.
LC HG767.C3 2010
CDD 21. ed. RD332.497293
CEP/BCRD
© 2010 Primera edición
Publicaciones del Banco Central de la República Dominicana
Diagramación e impresión:
Subdirección de Impresos y Publicaciones
Banco Central de la República Dominicana
Ave. Dr. Pedro Henríquez Ureña, Esq. Leopoldo Navarro,
Santo Domingo de Guzmán, República Dominicana.
Impreso en la República Dominicana
Printed in the Dominican Republic
Nota del Editor
El Banco Central de la República Dominicana (BCRD) pone a disposición
del público un nuevo trabajo de la Serie de Estudios Económicos, donde se
plasman las investigaciones de carácter económico realizadas por los funcionarios y técnicos de la institución sobre temas macroeconómicos relevantes. En este tercer número presentamos el estudio El modelo P-Estrella con
brechas de precios interna y externa: una análisis de la inflación en República Dominicana basado en la teoría cuantitativa del dinero. Los autores
son: Luis Miguel Galindo, Profesor Titular de la Facultad de Economía de
la Universidad Nacional Autónoma de México (UNAM), Horacio Catalán,
Profesor de la Facultad de Economía de la UNAM y Alexander Medina,
Subdirector de Estudios Económicos del BCRD.
Este estudio es parte de los esfuerzos realizados por el Banco Central de la
República Dominicana en el marco del Proyecto de Modelización Econométrica, impulsado por el Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos, el cual busca desarrollar un conjunto de modelos econométricos que permitan estimar las principales variables macroeconómicas
en República Dominicana y realizar simulaciones de política.
Julio Gabriel Andújar Scheker
Director
Departamento Programación Monetaria
y Estudios Economicos
SERIE ESTUDIOS ECONOMICOS
No. 3
El modelo P-Estrella con brechas de
precios interna y externa: un análisis de la
inflación en República Dominicana basado
en la teoría cuantitativa del dinero
Banco Central
de la República Dominicana
Luis Miguel Galindo Paliza
Universidad Nacional Autónoma de México
Horacio Catalán Alonso
Universidad Nacional Autónoma de México
Alexander Medina Féliz
Banco Central de la República Dominicana
Junio, 2010
Las opiniones expresadas en la presente investigación son responsabilidad de
los autores. Agradecemos los comentarios de Joel Tejeda, Julio Andújar y los
representantes de Centroamérica en el I Foro de Investigadores de Bancos Centrales
de los países miembros del CMCA, celebrado en el Banco Central de la República
Dominicana, en mayo de 2007. Estamos en deuda además con los miembros de la
División de Investigación Económica por su asistencia durante el transcurso de la
investigación. Tel: 809-221-9111 Ext. 3072;
Emails: [email protected] y [email protected]
All opinions in this research effort are the sole responsibility of the authors.
We would like to thanks the comments made by Joel Tejeda, Julio Andújar and
representatives
of the central banks at I Forum of the Central Bank Researchers of Central America
held at Central Bank of Dominican Republic, in May 2007. We are also in debt with
Economic Research Division members, who worked as research assistants in this
research. Ph: 809-221-9111 Ext. 3072;
Emails: [email protected] y [email protected]
El modelo P-Estrella con brechas de precios interna y externa: un análisis de
la inflación en República Dominicana basado en la teoría cuantitativa del
dinero
Luis Miguel Galindo Paliza , Horacio Catalán Alonso y Alexander Medina Féliz
Resumen
El presente artículo analiza el impacto de las brechas de precios doméstica
y externa en la inflación de República Dominicana, utilizando como base el
modelo P-Estrella. Las estimaciones son realizadas para dos períodos, uno del
primer trimestre de 1992 al segundo trimestre de 2002, en el cual la política
monetaria operaba bajo un esquema de flotación manejada del tipo de cambio
y donde la demanda de dinero presentaba una evidente estabilidad, fruto del
poco desarrollo financiero de la década de los noventa. El segundo período es
más amplio y cubre desde el primer trimestre de 1992 hasta el cuarto trimestre
de 2007, dentro del cual fue aprobada una nueva Ley Monetaria y Financiera
en el año 2002 que contribuyó a una mayor flexibilidad del tipo de cambio y
a incrementar el rol del mecanismo de transmisión de la tasa de interés en la
economía dominicana, a través de la preparación del escenario para la creación
de nuevos instrumentos de política monetaria. En adición, en el año 2003 se
produce una crisis bancaria que aceleró el uso de estos instrumentos.
Los principales resultados obtenidos indican que durante el primer período
la brecha de precios doméstica era relevante para explicar la inflación y la
brecha externa no lo era, en cambio, cuando el período se extiende, ambas
brechas resultan relevantes en la explicación del comportamiento de los
precios. Estos resultados indicarían que los choques externos, a través de los
costos internacionales, han incrementado su relevancia en la explicación de la
inflación dominicana. En este sentido, el banco central tendría que incorporar
una proporción mayor de factores externos, en adición a la brecha doméstica,
en el análisis de la inflación dominicana.
Clasificación JEL: E5, C3
Palabras Claves: Política Monetaria; Indicadores de Condiciones Monetarias;
Objetivos de Política; República Dominicana.
The P-Star model with Domestic and Foreign Gaps: An Analysis of Inflation
in Dominican Republic based in the Quantitative Theory of Money
Luis Miguel Galindo Paliza, Horacio Catalán Alonso y Alexander Medina Féliz
Abstract
This article analyzes the impact of the domestic and foreign price gaps in the
dominican inflation using the P-Star Model. Estimations are made considering
two sample periods: 1992:01-2002:02, when there was a controlled exchange
rate and an evident stability in the money demand, as a consequence of the
less developed state of the financial market at the nineties decade. The second
period is 1992:01-2007:04 when there was approved a new Monetary and
Financial Law in 2002 that helped to have a more flexible exchange rate and
to increase the role of the interest rate mechanism in the dominican economy
through the preparation of the scenery for the creation of new instruments of
monetary policy. In addition, in 2003 occurred a banking crisis that accelerated
the use of these instruments.
The main results attained indicate that during the first period the domestic
price gap was relevant to explain the inflation and the foreign gap was not
significant, in contrast, when the period is larger, both of them, the internal and
external gaps, are significant. In that sense, this is a possible indication that the
external shocks, through the international costs, are increasing their relevance
in the explanation of dominican inflation. These results suggest that the central
bank have to incorporate a major proportion of external factors, in addition to
domestic gap, in order to analyze the dominican inflation.
Clasificación JEL: E5, C3
Palabras Claves: Monetary Policy; Monetary Conditions Index; Inflation;
Dominican Republic
Contenido
1.
2.
3.
4.
Introducción
13
Inflación y política monetaria en República Dominicana: cambios recientes 15
Marco Teórico del modelo P-Estrella 18
Evidencia Empírica
23
5. Conclusiones
6. Bibliografía
38
Anexos
51
A. Gráficas de series históricas
B. Cuadros de selección de rezagos
C. Pruebas de cointegración
41
1.
Introducción
Una parte importante de la literatura de la teoría económica establece la hipótesis
de que la política monetaria tiene efectos de largo plazo sobre las variables
nominales de la economía y que en las variables reales sólo tiene efectos de corto
plazo. Así la política monetaria es ineficaz en afectar el crecimiento del producto
de forma permanente. (Svensson, 1997, 1999; Ball, 1999; Taylor, 1999; Clarida y
otros, 1999; Rudebusch y Svensson, 2002). De esta forma, una tasa de inflación
moderada es la mejor contribución que puede hacer la política monetaria al
crecimiento, y en general, a la estabilidad de otras variables macroeconómicas
(Bernanke, y otros., 1999, pp. 10 y Neumann y von Hagen, 2001). El Banco
Central busca entonces controlar a la tasa de inflación, creando un ambiente de
certidumbre entre los agentes económicos y reconociendo que en el corto plazo
existe un trade-off importante entre producto e inflación (Friedman, 2002; King,
1999; Taylor, 1999).
En el caso del Banco Central de la República Dominicana (BCRD) el objetivo
principal de política monetaria es mantener la estabilidad de precios. Así, resulta
relevante determinar la senda de equilibrio de los precios y realizar una política
basada en anclar la inflación a su nivel de equilibrio proyectado.
En un artículo seminal, (Hallman, Porter y Small, 1991) desarrollan un efectivo
indicador de las presiones inflacionarias en la economía de EEUU, llamado
indicador P-Estrella de precios. Para ello estimaron un modelo genérico,
conocido popularmente como modelo P-Estrella de la inflación, el cual ha tenido
una exitosa aplicación en países desarrollados como Reino Unido (Allen y Hall,
1991), Francia (Bordes y otros, 1992), Alemania (Arzbach M., 1995), España
(Pallardo y otros, 1999) y otros países de la OECD (Poret y otros, 1991). También
ha sido aplicado, con resultados satisfactorios, en países en vías de desarrollo
El estudio de (Hallman P., 1989 ) recibió una atención considerable incluyendo una cita de Alan Greenspan en 1989 en
el Informe de Política Monetaria de la Reserva Federal el 21 de febrero de 1989
El éxito en el control de la inflación alemana en los noventa fue un factor determinante en la difusión del modelo P*,
debido a que fue utilizado exitosamente por el banco central alemán para predecir la evolución futura de la inflación
(Galindo, L.M, 1997).
13
como México (Galindo, L.M, 1997), India (Nachane y Lakshmi , 2002) y Puerto
Rico (Rodríguez, 2004).
El modelo P-Estrella postula que el nivel de precios observado (P) tiende a su
trayectoria de equilibrio (P*) y que, por tanto, el diferencial entre ambos (PP*) brinda información relevante del comportamiento de la inflación en el corto
plazo. El nivel de equilibrio se puede entender como el nivel de precios de largo
plazo que está determinado por la oferta monetaria, siguiendo la hipótesis de la
teoría cuantitativa del dinero. La brecha de precios entre los valores observados
y el de equilibrio depende de las variaciones en la actividad económica y de la
velocidad de circulación del dinero.
En el país no existe un estudio que estime la inflación basándose en un modelo
de precios cuyo fundamento sea la teoría cuantitativa, a pesar de la evidencia
a favor de la neutralidad del dinero de largo plazo en República Dominicana
(Sánchez-Fung, 1998; Medina y Pérez, 2004) y la fuerte causalidad estadística
entre las series de los agregados monetarios y los precios (Fuentes, 2006). En este
contexto, se incluye en la estimación, en adición a la brecha interna de precios,
el concepto de brecha externa de precios, el cual considera la diferencia entre
los niveles de precios domésticos respecto de los precios del país con el que se
realiza la mayoría de las operaciones de comercio internacional, cuya inflación o
deflación puede ser importada vía el tipo de cambio (Kool y Tatom, 1994).
Así, el principal objetivo de esta investigación es analizar el impacto de las
brechas doméstica y externa en los precios en la economía dominicana. Para
ello se estima un modelo P-Estrella ampliado. Las estimaciones se hicieron con
datos trimestrales de dos períodos: uno del primer trimestre de 1992-al segundo
trimestre de 2002 y otro que va del primer trimestre de 1992 al cuarto trimestre de
2007, como forma de recoger los efectos de los cambios en la implementación de
la política monetaria en República Dominicana, acaecidos a partir de la segunda
mitad del año 2002.
Como se detallará más adelante, a partir de Agosto de 2002 el BCRD comienza un proceso de otorgar Adelantos al
Banco Intercontinental (BANINTER), el cual fue declarado en quiebra oficialmente en Mayo de 2003.
14
El trabajo está organizado de la siguiente forma. Luego de la presente
introducción, la segunda sección presenta un análisis de los cambios producidos
en el quehacer de la política monetaria dominicana y su impacto en la tasa de
inflación durante los años analizados, haciendo especial énfasis en la ruptura
estructural producida a partir del tercer trimestre del año 2002, luego del inicio
incipiente de la crisis bancaria de 2003 y de la aprobación de una nueva ley
monetaria y financiera, como una forma de entender el contexto en el que se
realizan las estimaciones y los resultados obtenidos. En la tercera parte se realiza
una presentación general del modelo P-Estrella ampliado donde se incluyen
las brechas de precios doméstica y externa como factores determinantes de
la inflación. Los resultados empíricos, para los dos periodos de estimación,
se analizan en la sección cuatro. Finalmente, se presentan las conclusiones y
recomendaciones.
2.
Inflación y Política Monetaria en República Dominicana 1992-2007
La economía dominicana ha transitado, desde principios de la década de
los noventa, por un proceso de reformas económicas fruto de los distintos
desequilibrios estructurales que se efectuaron a finales de la década de los
ochenta y que condujeron a un programa de estabilización económica en el
año 1991, con la asistencia del Fondo Monetario Internacional (FMI) y otros
organismos internacionales. Entre estas reformas se incluyeron la liberalización
de las tasas de interés y una mayor flexibilización del tipo de cambio.
Durante la década de los noventa la política monetaria tuvo como marco un
régimen de flotación sucia del tipo de cambio nominal, donde la autoridad
intervenía, con el propósito de cumplir con el objetivo de inflación. A nivel
operativo el manejo de la liquidez se realizaba utilizando, principalmente,
instrumentos directos como la congelación del crédito de los bancos comerciales
a la economía o los excedentes de encaje. En el transcurso de la década se
comienzan a utilizar, de manera incipiente, certificados de participación y otros
instrumentos indirectos constituyendo a los noventa en un periodo de transición,
donde se le fue dando mayor importancia a la tasa de interés como señal de
política monetaria (Andújar y Medina, 2008).
15
Gráfica 1
Tasa de inflación Anualizada
1992:01-2007:04
70
60
50
%
40
30
20
10
0
-1 0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
El programa con el FMI del año 1991 permitió, en este sentido, reducir de manera
importante los niveles de inflación, y permitió retomar la senda de crecimiento
del conjunto de la economía. Entre los años de 1992 a 2002 se logró estabilizar la
tasa de inflación con un nivel promedio de 7%, con una dispersión de 2.4 puntos
porcentuales.
Con la promulgación de la Ley Monetaria y Financiera de 2002 (Ley 183-02) en
el cuarto trimestre del año 2002 , se creó el escenario para la implementación
de cambios importantes en el marco operativo de la política monetaria que
condujeron a la creación de nuevos instrumentos indirectos de política y a la
especificación explícita del compromiso con una mayor flexibilidad del tipo
de cambio (BCRD,2007). Este proceso de cambio en el esquema de política
monetaria se acelera a partir del año de 2003, cuando oficialmente se se declara
la quiebra de tres bancos, de los cuales uno de ellos era el Banco Intercontinental
(BANINTER) que constituía el tercero más grande del país en ese periodo.
16
Es importante destacar que desde agosto del año 2002, el Banco Central de la
República Dominicana (BCRD) comenzó a recibir requerimientos de fondos en
adelantos de parte del Banco Intercontinental (BANINTER). Como resultado de
la incertidumbre que acompañó las requisiciones de fondos, la tasa de cambio
comenzó a ser presionada a la depreciación en el tercer trimestre de 2002 (Medina
y Pérez, 2004).
La crisis bancaria condujo al Banco Central a un rescate financiero que incrementó
la base monetaria en 101.6% al final del año 2003 y trajo como resultado el uso
de instrumentos indirectos como son: la ventanilla lombarda, los depósitos
remunerados de corto plazo (overnight) y la profundización del mecanismo de
subastas de títulos del banco central con instrumentos como las letras del banco
central y notas de rentas fijas (Andújar , 2008 ; Medina y Pérez, 2004).
El exceso de liquidez en la economía dominicana, producido a raíz del rescate
bancario del año 2003, unido a la incertidumbre sobre el sistema bancario, las
presiones sobre el tipo de cambio y el entorno internacional adverso, caracterizado
por una tendencia ascendente en los precios internacionales del petróleo,
derivaron en un estancamiento de la producción en el país y un repunte de la
inflación (BCRD, 2003 -2005). En la Gráfica 1, se aprecia que la inflación en 2003
se ubicó en 42.7% y en 2004 siguió su tendencia ascendente llegando a niveles de
65.3% en mayo de 2004 y terminando en 28.7% en diciembre de ese año.
La inestabilidad económica fruto de la crisis financiera de 2003 planteó la
necesidad de firmar un nuevo acuerdo Stand-By con el FMI a comienzos de 2005
y utilizar la emisión de certificados de participación para contrarrestar el exceso
de liquidez generado por el rescate de los depositantes en instituciones quebradas
(BCRD, 2007). En este sentido, se comenzó a implementar un régimen de metas
monetarias, cuya meta operativa ha sido la base monetaria. Este esquema ha
tenido éxito en mantener un crecimiento estable de la oferta de dinero en la
economía y al mismo tiempo una tasa de inflación relativamente baja y estable.
17
En síntesis, los factores antes mencionados tales como, la promulgación de la
Ley Monetaria y Financiera en el año 2002, la crisis bancaria de 2003 y la firma
del acuerdo Stand-by con el FMI en el 2005, han contribuido a ir pasando de un
esquema de política monetaria donde el nivel del tipo de cambio era un objetivo
intermedio, a uno donde la política monetaria está más orientada a objetivos de
agregados monetarios, permitiendo mayor flexibilidad del tipo de cambio y un
mayor impacto de este último en el nivel de inflación.
3. Marco Teórico del Modelo P-Estrella
La literatura económica sobre los determinantes de la inflación es extensa. En
general se argumenta que en el largo plazo la dinámica de los precios es un
fenómeno monetario, aunque en el corto plazo existen rigideces e imperfecciones
del mercado (Walsh, 2003).
La inflación en República Dominicana, en las últimas dos décadas, ha estado
asociada a la evolución de la cantidad de dinero en la economía (Sánchez-Fung,
1998,2006; Díaz, 2000; Williams, 2004; Fuentes, 2006; Medina, 2007, 2008; Andújar
y Medina, 2008) y a un efecto traspaso del tipo de cambio nominal (SánchezFung, 2006; Prazmowski y otros, 2004; Williams, 2004; Medina, 2007,2008;
Fuentes, 2007; Andújar y Medina, 2008).
En esta investigación se analiza la inflación a través de un modelo P-Estrella
ampliado, cuyo marco teórico es la Teoría Cuantitativa del Dinero, la cual se
basa en la hipótesis de que un aumento de la cantidad de dinero conduce a un
aumento, de la misma magnitud, en el nivel de precios a largo plazo. Supone la
neutralidad del dinero, 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, en el corto plazo existe suficiente evidencia empírica de que la
neutralidad monetaria no se cumple, y las variaciones en la cantidad de dinero
generan impactos en el producto de la economía (Walsh, 2003). Es decir, en el
corto plazo el PIB real puede desviarse de su senda de equilibrio, y la velocidad
de circulación del dinero puede variar, provocando que el nivel de precios se
18
distancie de su trayectoria de equilibrio. Esto trae como consecuencia que para
pronosticar la inflación en el futuro sea necesario utilizar la diferencia entre los
precios observados P y su trayectoria de largo plazo P*.
El modelo P-Estrella, desarrollado por Hallman, Porter y Small (1991), se basa
en la ecuación de cambio de la teoría cuantitativa del dinero que se describe
como:
(1)
en la que M representa un agregado monetario, V es la velocidad de circulación,
P es el nivel de precios, Y es el producto total. De manera que el nivel de precios
de equilibrio (P*) que está acorde con un nivel dado de M, con la velocidad de
circulación de largo plazo (V*) y con el PIB potencial (Y*) está dado por:
(2)
Las estimaciones de (1) y (2) en su forma logarítmica se muestran en las ecuaciones
(3) y (4), respectivamente:
pt = mt − yt + vt
pt * = mt − yt * +vt *
(3)
(4)
donde las minúsculas representan los logaritmos de las variables y los asteriscos
(*) indican el valor de equilibrio de largo plazo de la variable correspondiente.
Restando la ecuación (4) de la ecuación (3), se obtiene entonces la brecha de
precios doméstica (Brecha D):
Brecha D = ( p − p * ) t = (v − v * ) t + ( y * − y ) t
(5)
La ecuación (5) indica que las desviaciones entre el nivel de precios observado
y el de equilibrio (p – p*)t deben compensarse con movimientos en (v – v*)t o (y*
– y)t. En efecto, cuando pt* sea mayor que los precios observados habrá presiones
inflacionarias, pues los precios pt van a tender hacia su nivel de equilibrio,
19
y cuando pt* sea menor existe riesgo potencial de deflación. La estrategia es
entonces identificar el nivel de precios de equilibrio proporcionado por pt* , el
cual podría utilizarse como ancla de los precios. Con estos resultados se estima
una forma reducida de la ecuación dinámica de precios, la cual nos brinda
información de la inflación futura (Galindo, 1997; Galindo y Catalán, 2008).
Mediante el procedimiento de Johansen (1988) es posible identificar un vector
de cointegración para la ecuación (4), en el que la tasa de interés nominal se
incluya como una proxy de la velocidad de circulación, (Bordes y otros, 1992),
y donde se aprovechen las propiedades de orden de integración de las series.
Si la cointegración entre pt y pt* es comprobada, implica la estacionariedad de
los residuos, por lo que entonces cuando pt* sea mayor que el nivel de precios
observado habrá presiones inflacionarias, pues los precios pt van a tender hacia
su nivel de equilibrio, en caso contrario ocurriría una deflación.
Se asume que el valor de equilibrio del ingreso yt* está determinado por los
valores observados del ingreso real (Hallman, Porter y Small, 1991). Por otra
parte, la velocidad de circulación se ve afectada por los costos de transacción del
dinero, los cuales pueden ser aproximados mediante la tasa de interés nominal
rt (Bordes y otros, 1992).
La diferencia entre pt y pt* puede ser utilizada como un indicador adelantado
del comportamiento de la inflación. En este sentido, el pt* es estimado según la
ecuación 6.
*
pt = β1 mt + β 2 y t + β 3 rt + u t
Donde los coeficientes esperados son: β1 = 1, β2 = -1, β3 = 1.
(6)
Los vectores de cointegración evidencian relaciones de largo plazo de las series. Desde luego existen formas alternativas
de estimar los valores de equilibrio de las variables como el producto y la velocidad de circulación del dinero que van
desde el uso de valores tendenciales como filtros estadísticos (Hodrick R.J y E.C. Prescott , 1997) a técnicas más complejas
como los modelos estructurales de vectores autorregresivos (SVAR) (Christiano, 1989; Banco de Japón, 1992)
Una forma de interpretar el coeficiente β2 negativo, es que mientras mayor es el PIB potencial menor es la brecha del
producto, y por ende, se esperan menos presiones inflacionarias.
20
La diferencia entre el nivel de precios observado pt y el nivel de equilibrio de largo
plazo pt* , obtenido de la ecuación 6, representa la brecha de precios doméstica
(Brecha D = pt - pt*).
El modelo se ha modificado (Kool y Tatom, 1994; Batini, Jacksonb y Nickellc,
2005) para incluir una brecha externa de precios que es obtenida 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 al de otro
está dado por el poder de compra de cada una de ellas en el país que la emite
(Krugman, 1989). El tipo de cambio es determinado, entonces, por el diferencial
de precios entre los países, según la PPC:
(7)
Donde SRt define al tipo de cambio real, PXt es el nivel de precios externos, St
el tipo de cambio nominal y Pt el nivel de precios doméstico. Considerando un
valor de equilibrio para el tipo de cambio real y los precios externos, se obtiene
la siguiente ecuación:
(8)
Aplicando logaritmo natural a la ecuación (8) se determina la trayectoria de
equilibrio de los precios externos (Kool y Tatom, 1994; García-Herrero y Vasant
Pradhan, 1998; Tsionas, 2001), la cual es consistente con la hipótesis de paridad
de poder de compra:
(9)
La brecha de precios externos (BrechaE), se puede entonces definir como la
diferencia entre los precios observados y el valor de equilibrio obtenido de la
ecuación (9):
(10)
21
De este modo, la brecha total de precios se define como la suma de la brecha
doméstica y la brecha externa (García-Herrero y Vasant Pradhan, 1998):
BrechaT = BrechaD +BrechaE
(11)
Generalmente el valor de equilibrio de los precios externos y el tipo de cambio
real de equilibrio se calculan por medio de aplicar un filtro como el de HodrickPrescott (1997). Posteriormente, las brechas de precios interna y externa se
incluyen en un modelo general como mecanismos de corrección de errores
(MCE) (Galindo y Catalán, 2008; García-Herrero y Vasant Pradhan, 1998).
π t = ∑i =1α i π t −i +γ 1 Brecha D t −1 + Brecha E t −1 + u t
k
(12)
Donde la πt es la inflación del periodo t, πt-i la inflación de i periodos anteriores, y
ut es el error de la ecuación, que satisface las propiedades de ser ruido blanco.
La formulación general de la ecuación 12 muestra que la inflación futura vendría
dada por la brecha doméstica de precios y por la inflación rezagada como forma
de recoger los ajustes incompletos (Fuhrer, J. y G. Moore , 1995; Capistrán C.
y M. Ramos-Francia, 2006). Resultados más completos podrían ser obtenidos
incluyendo las primeras diferencias de las variables monetarias, del producto y
de la tasa de interés nominal, como se muestra en la ecuación 13.
π t = ∑i =1 α i π t −i + ∑i = 0 δ i ∆m t −i + ∑i = 0 φ i ∆y t −i + ∑i = 0 λ i ∆rt −i +γ 1 Brecha D t −1 + γ 2 Brecha E t −1 + u t (13)
k
k
k
k
El análisis se basa en identificar la importancia de las brechas de precios doméstica
y externa en la determinación de la inflación en República Dominicana para dos
periodos distintos.
22
4.
Evidencia Empírica
A fin de considerar la relación entre la inflación y las variables que miden la
cantidad de dinero en la economía y el tipo de cambio, estimamos el modelo
P-Estrella ampliado, diseñado esencialmente para generar pronósticos de corto
plazo de la inflación, para lo cual es necesario utilizar datos de alta frecuencia de
las variables. En República Dominicana la mayor limitación de datos se encuentra
en la serie del PIB Real que está disponible con periodicidad trimestral desde el
año 1992.
En las Gráficas de 2-6, se presentan las tasas de crecimiento anualizadas de las
series de los precios (pt), del efectivo en poder del público (eppt), de la emisión
monetaria (m0t) de los agregados monetarios M1(m1t), M2 (m2t) y del tipo de
cambio nominal extrabancario (st), considerando el periodo del primer trimestre
de 1992 al cuarto trimestre de 2007. Se observa que entre las variables que miden
la cantidad de dinero en la economía y la tasa de inflación se presenta un fuerte
patrón de asociación, que es mucho más marcado con la variable de efectivo en
poder del público, y en menor medida la correlación se observa con las series
m0t y m1t, situación que se acentúa a partir del tercer trimestre de 2005.
En el caso de las series del agregado M2 (m2t), la correlación con la πt es más
débil que con las otras aproximaciones monetaria, sin embargo, se aprecia que
entre los años de 2002 al 2004, la asociación entre ambas variables fue alta, pero
a partir de 2005 se debilita . En cuanto a la tasa de crecimiento anualizada del
tipo de cambio extrabancario, al inicio del periodo de análisis, no se aprecia una
correlación fuerte con la inflación anualizada, no obstante a partir del año 2000
se evidencia una mayor correlación entre estas dos series y la trayectoria de
ambas variables muestra un comportamiento similar.
Se refiere a la tasas de crecimiento porcentual respecto al mismo trimestre del año pasado
23
Gráficas 2-6
Evolución de la inflación, la cantidad de dinero en la economía y
Tipo de cambio nominal 1992:1 a 2007:04
G rá fica 2
G rá fica 3
80
60
120
100
Ta s a d e I n f la c ió n
E f e c t iv o e n P o d e r d e l P ú b lic o
Ta s a d e I n f la c ió n
E m is ió n Mo n e t a ria (M0 )
80
40
60
40
20
20
0
-2 0
0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
-2 0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
G rá fica 4
G rá fica 5
80
60
70
60
Ta s a d e I n f la c ió n
A g re g a d o M1
Ta s a d e I n f la c ió n
A g re g a d o M2
50
40
40
30
20
20
10
0
0
-2 0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
-1 0
1992
1994
1996
1998
G rá fica 6
100
80
60
T a sa d e In fl a ci ó n
T ipo de Cam bio Nom inal
40
20
0
-2 0
-4 0
-6 0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
Nota: el eje vertical mide las tasas de crecimiento anualizadas
24
2000
2002
2004
2006
La base de datos utilizada en la estimación del modelo incluye la serie de precios
(pt) que corresponde al índice de precios al consumidor, el PIB encadenado
medido en millones de pesos con año de referencia 1991 (yt), y la tasa de interés
activa de los bancos múltiples de 91 a 180 días (rt). Para aproximar la cantidad de
dinero en la economía, se utilizaron cuatro indicadores monetarios, el efectivo en
poder del público (eppt), la emisión monetaria (m0t) y los agregados monetarios
M1 (m1t) y M2 (m2t). Todas las series fueron obtenidas del BCRD. Los agregados
monetarios corresponden a las estadísticas tradicionales.
Un aspecto relevante a considerar es que la incorporación al análisis de las series
eppt y m0t, en adición a m1t y m2t, es debido a que la crisis bancaria de 2003
reveló que una significativa cantidad de depósitos no eran reportados por los
bancos en quiebra, por lo que es de esperar que el fraude bancario haya afectado
las series históricas de los agregados monetarios más amplios. Esto fue sacado
a la luz a raíz del proceso de transparencia a que fueron sometidos los balances
de las instituciones financieras involucradas en el rescate financiero, Medina y
Perez (2004).
Otro punto a destacar es que luego de la aprobación de la Ley Monetaria y
Financiera de 2002, donde se impulsa una mayor flexibilidad de la moneda, se
esperaría que los factores externos pasaran a jugar un rol más relevante en la
determinación de los precios internos.
En este sentido, estimamos un modelo P-Estrella ampliado para dos periodos
distintos, uno que va desde el primer trimestre de 1992 al segundo trimestre de
2002, el cual no incluye ni la crisis bancaria de 2003 , ni la posterior estabilización
macroeconómica; y otro periodo que comprende desde el primer trimestre de
1992 hasta el cuarto trimestre de 2007 y que incluye ambos eventos. También,
fruto de la distorsión en la serie de los agregados monetarios M1 y M2 a raíz del
La descripción de la base de datos se encuentra en un anexo.
Recientemente se publicaron estadísticas monetarias armonizadas con otros bancos centrales de la región.
Aunque oficialmente la quiebra de los bancos ocurre en el segundo trimestre de 2003, desde el tercer trimestre de 2002
comenzaron a sentirse efectos en el tipo de cambio
25
fraude bancario de 2003, se consideró adecuado estimar el modelo con cuatro
aproximaciones del dinero, con el fin de hacer más robustos los resultados
obtenidos.
Las estimaciones del modelo son presentadas, siguiendo la ecuación 13, la cual
incluye como variables explicativas de la inflación en el corto plazo a las brechas
de precios doméstica y externa. En este sentido, se estimaron ocho ecuaciones del
modelo P-Estrella, dependiendo de la proxy de dinero utilizada y del periodo
de estimación.
A continuación analizamos el orden de integración de las series. El Cuadro
1 presenta los resultados de las pruebas de raíz unitaria de Dickey – Fuller
Aumentada (DFA) (Dickey y Fuller, 1981), de Phillips – Perron (PP) (Phillips y
Perron, 1988) y de Kwiatkowski , Phillips, Schmidt y Shin (KPSS)(Kwiatkowski
y otros, 1992).
La especificación de la prueba DFA consiste en tres modelos: el modelo A incluye
en la estimación un término constante y una tendencia; el modelo B incluye
de forma exclusiva, la constante, y el modelo C, estima la prueba de DFA sin
constante y sin tendencia. La prueba PP, también incluye la especificación de
los tres modelos A, B y C con igual interpretación que en la prueba DFA. Por
último, la tercera prueba, la KPSS se presenta tanto en la versión que incluye
constante y tendencia, como en la versión que incluye solamente constante.10
Todas las pruebas se aplican a cada una de las variables en niveles, primera y
segunda diferencia. La prueba DFA se realizó considerando un procedimiento
“de lo general a lo específico”, 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,
10
La hipótesis nula en las pruebas DFA y PP es que existe una raíz unitaria, mientras que en la prueba KPSS es lo
contrario.
26
hasta que la última variable rezagada era estadísticamente significativa. En el
caso de la prueba PP, se utilizó una corrección semiparámetrica al igual que la
prueba KPSS.
Cuadro 1
Pruebas de raíz unitaria
Variable
PP
DFA
A
B
pt
-2.26 (10)
-0.30 (10)
2.19 (1)
Δ pt
-4.18 (0)*
-4.24 (0)*
ΔΔ pt`
eppt
-9.07 (0)*
ηµ
C
-1.80 (4)
0.10 (4)
3.99 (4)
0.20 (6)*
1.03 (6)*
-3.47 (0)*
-4.15 (3)*
-4.21 (3)*
-3.37 (3)*
0.08 (4)
0.13 (4)
-9.13 (0)*
-9.19(0)*
-12.85(21)*
-12.40(20)*
-12.52(20)*
0.20 (31)*
0.25 (30)
-2.86 (4)
0.23 (8)
2.18 (8)
-4.90 (4)*
-0.27 (14)
5.58 (13)
0.18 (5)*
1.06 (6)*
Δ eppt
-2.73 (7)
-2.69 (7)
-2.02 (3)*
-20.14 (20)*
-20.07 (20)*
-11.21 (7)*
0.10 (13)
0.11 (13)
ΔΔ eppt
-6.13 (6)*
-6.19 (6)*
-6.24 (6)*
-49.25 (12)*
-49.66 (12)*
-50.20 (12)*
0.26 (11)
0.29 (11)*
yt
-2.15 (4)
0.01 (4)
2.93 (4)
-6.23 (2)*
-0.24 (13)
5.14 (12)
0.11(5)
1.06 (6)*
Δyt
-3.45 (3)
-3.46 (3)*
-1.74 (3)
-24.51 (16)*
-24.70(16)*
-14.67 (3)*
0.08 (12)
0.08 (12)
ΔΔyt
-9.29 (3)*
-9.39 (3)*
-9.47 (3)*
-59.02 (12)*
-59.54 (12)*
-60.06 (12)*
0.24 (11)*
0.26 (11)
rt
—2.28 (1)
-1.61 (1)
-0.641)
-1.46 (2)
--0.92 (2)
--0.99 (1)
0.11 (5)
0.33 (5)
Δrt
-5.30 (0)*
-5.15 (0)*
-5.16 (0)*
-5.38 (2)*
-5.25 (1)*
-5.25(1)*
0.09 (1)
0.19(1)
ΔΔrt
-9.44 (0)*
-9.56 (0)*
-9.64 (0)*
-13.45 (9)*
-13.74 (9)*
-13.82 (9)*
0.08 (9)
0.10 (9)
m1t
-2.37 (4)
-0.22 (4)
2.34 (4)
-2.62 (7)
0.22 (53)
12.04 (66)
0.18 (6)*
1.05 (6)*
Δ m1t
-3.28 (3)
-3.33 (3)*
-2.26 (3)*
-11.69 (7)*
-11.47 (6)*
-9.31 (3)*
0.50 (66)*
0.50 (66)*
-10.64(2)*
-10.71(2)*
-10.80 (2)*
-51.64 (17)*
-52.76 (18)*
-53.21 (18)*
0.07 (12)
0.08 (12)
-2.01 (0)
-0.60 (0)
7.54 (0)
-2.11 (2)
-0.62 (6)
8.01 (5)
0.12 (6)
1.08 (6)*
-9.47 (0)*
-9.53 (0)*
-2.36 (1)*
-9.38 (2)*
-9.43 (2)*
-5.60 (3)*
0.09 (6)
0.10 (6)
-8.12 (2)*
-8.20 (2)*
-8.26 (2)*
-90.08 (64)*
-83.84 (64)*
-84.73 (64)*
0.11 (14)
0.11 (14)
-2.82 (2)
-0.14 (1)
4.68 (1)
-3.25 (3)
0.56 (61)
16.00 (66)
0.21 (5)*
1.07 (6)*
-12.3 (0)*
-12.4 (0)*
-3.93 (0)*
-13.16 (6)*
-13.23 (6)*
-9.76 (3)*
0.50 (66)*
0.50 (66)*
-7.49 (6)*
-7.58 (6)*
-7.67 (6)*
-100.5 (50)*
-101.4 (50)*
-94.39 (49)*
0.13 (13)
0.13 (13)
m0t
Δ m0t
ΔΔ m0t
A
ητ
B
ΔΔ m1t
m2t
Δ m2t
ΔΔ m2t
C
KPSS
Nota: (*) indica rechazo de la hipótesis nula al 5% de significancia. El valor entre paréntesis indica el número de rezagos
(t-sig). Los valores críticos al 5% para las pruebas DFA y PP, en una muestra de T=68, son de –3.48 incluyendo constante y
tendencia (modelo A), -2.91 únicamente la constante (modelo B) y –1.95 sin constante y sin tendencia (modelo C), (Maddala
y Kim, 1998, p. 64). Los valores críticos al 5% para KPSS son de ημ= 0.463 y ητ = 0.146, (Kwiatkowski et. al. 1992, p. 166). ημ es
para la prueba con constante solamente y ητ es para la prueba c on constante y tendencia.
27
En todos los modelos, las variables pt, m0t, m2t y rt11, mostraron en todas las
pruebas, que son I(1) a un nivel de significancia del 5%. En el caso del PIB Real
las pruebas PP y KPSS muestran que podría ser una serie I(1), sin embargo,
la prueba DFA muestra - con excepción de la DFA con constante - que la serie
podría ser I(2). Esto podría ser explicado, en buena medida, por el periodo de
la crisis bancaria que generó un rompimiento en la tendencia de largo plazo
de la serie, causando que las pruebas de raíz unitaria muestren un sesgo ante
la presencia de cambio estructural, señalando que la serie es I(2), cuando en
realidad es I(1).
El eppt y el m1t son series integradas de orden 1, según las tres pruebas, sin
embargo, con el modelo A de la prueba DFA, el cual incluye constante y tendencia,
las variables resultan ser I(2). Este resultado podría ser explicado debido a la no
relevancia de la tendencia, pues al incluir variables irrelevantes en la regresión
de la prueba puede reducirse el poder para rechazar la hipótesis nula de raíz
unitaria (James, 1994).
No todas las variables consideradas en el modelo tienen el mismo orden de
integración, lo cual puede generar una relación inestable de largo plazo
(Maddala y Kim,1998; Harldrup, 1998). Sin embargo, debido a que todas las
series muestran ser I(1) cuando se utiliza el modelo B de las tres pruebas - que
incluye la constante- se podría argumentar que algunas de las variables son
estacionarias en torno a un valor constante.
Otra posible explicación de los resultados ambiguos de la prueba DFA en las series
yt, eppt y m1t, lo constituye la posibilidad de la existencia de cambio estructural
en las series. Como se ha comprobado (Perron, 1989 y 1997; A. Banerjee, R.L.
Lumsdaine y J. H. Stock, 1992; Lumsdaine et al, 1997) cambios en los parámetros
del proceso estocástico de las series que modifiquen su pendiente o su intercepto
se asocian a cambios estructurales en las series, lo que puede generar resultados
incorrectos en las pruebas de raíz unitaria.
11
En muestras largas rt debería tender a ser I(0)
28
En años recientes, se han incorporado modificaciones importantes en la
especificación de distintas pruebas, incorporando la evaluación de la existencia
de cambios estructurales e identificando la fecha de cambio de manera endógena,
toda vez que la elección de la fecha de rompimiento de la tendencia no puede
realizarse de manera arbitraria sin considerar la información generada por los
propios datos (Zivot y Andrews, 1992; Perron, 1997; Lumsdaine y Papell, 1997).
En este sentido, (J. Bai y P. Perron, 1998, 2003) han desarrollado una metodología
para identificar si existen cambios estructurales en la serie. Para ello consideran
un modelo de regresión lineal múltiple con m cambios estructurales (m+1
regímenes), (J. Bai y P. Perron , 2003):
y t = xt′ β + z t′δ j + u t t = T j −1 ,..., T j (14)
donde yt es la variable observada, xt es un vector de variables explicativas, zt es
una matriz de variables dicotómicas que registran los cambios estructurales, β y
δj son los vectores de parámetros, ut el término de error y las fechas de cambio
estructural están representadas por los puntos (T1,,...,Tm) que son desconocidos,
y que son estimados junto con los parámetros con T observaciones disponibles.
La especificación de la ecuación, para el caso de una serie de tiempo, bajo la
hipótesis de múltiples cambios estructurales, incluye como variables explicativas
la constante y la variable rezagada un periodo:
y t = µ j + ρy t −1 + u t t = T j −1 ,..., T j (15)
Se asume que los cambios son registrados por el término de la constante (uj), el
parámetro ρ es estimado para toda la muestra, basado en una partición óptima.
En principio la ecuación (13) se estima por el método de mínimos cuadrados
ordinarios para m-particiones de la muestra (T1,,...,Tm), el primer punto de
cambio es identificado como aquel, en el que se minimiza la suma de errores
al cuadrado, que corresponde a una prueba de parámetros constantes12, en ese
12
Bai(1997) define el estadístico de sup-Wald, cuando este estadístico toma un valor máximo existe evidencia de un
cambio en el valor de los parámetros. El estimador que minimiza la suma de errores al cuadrado es el mismo que
maximiza el estadístico sup-Wald.
29
punto la muestra es dividida en dos segmentos separados, en el segundo tramo
de la muestra se sigue un procedimiento similar para estimar un nuevo punto
de cambio estructural13.
Se realizaron las pruebas de Bai- Perron (1998) y Zivot y Andrews(1992) para las
series yt, eppt y m1t, las cuales mostraron resultados no esperados en al menos
una de las pruebas de raíz unitaria, DFA, PP ó KPSS. En el cuadro 2 se presentan
los resultados de la prueba Bai-Perron que indican que las series presentan
múltiples cambios estructurales. En el caso de yt el número de cambios es de hasta
4, en tanto que las series del eppt y m1t, reportan hasta 5 cambios estructurales,
la mayoría de los cambios se ubican entre los años de 2000 a 2003. Los cambios
estructurales identificados por la prueba de Bai y Perron están asociados a
periodos electorales, al paso del Huracán George en 1998, una reforma fiscal
en 2001, a la crisis internacional del petróleo en 1999 y a la crisis bancaria y
recuperación posterior en 2003 y 2005, respectivamente.
13
En cada segmento de la muestra, separado por los puntos de cambio estructural, puede ser aplicado el procedimiento
de Bai y Perron (1998) a fin de identificar cambio estructural en cada segmento. Este procedimiento se conoce como el
refinamiento de Bai. En el presente trabajo no se aplica esta metodología, ya que los segmentos señalados contienen
pocas observaciones (16 observaciones en promedio para cada segmento).
30
Cuadro 2
Prueba de Bai y Perron (1998) para múltiples cambios estructurales para las series
Yt , EPPt y M1t14
Variable
yt
eppt
m1t
Número
de cambios
BIC
Fechas de
Cambio
0
1
2
-2.6577
-3.8015
-4.6119
3
-5.0446
4
-5.2915
1995:03, 1998:03,
2001:03, 2005:04
5
-5.2089
1994:03, 1997:01,
1999:03, 2002:01,
2005:04
0
1
2
-0.7023
-2.0482
-2.7936
3
-3.1369
4
-3.3776
1995:03, 1999:03,
2003:03, 2005:03
5
-3.4669
1994:02, 1996:04,
1999:03, 2003:01,
2005:03
0
1
2
-0.5716
-2.0331
-2.9103
3
-3.2766
1996:03, 2003:01,
2005:03
4
-3.5688
1995:04, 1999:02,
2003:01, 2005:03
5
-3.6329
1995:03, 1998:03,
2001:01, 2003:03,
2006:02
1998:03
1997:03, 2005:01
1995:03, 1995:03,
2005:02
2003:01
1997:03, 2003:03
1995:03, 1999:03,
2003:03
2003:01
1996:03, 2003:01
Nota: BIC = Criterio de información bayesiano. El valor en negrillas de BIC indica
el número de cambios estructurales en la serie.
14
La prueba de Bai y Perron (1998) para múltiples cambios estructurales se realizó para las series yt, eppt y m1t,, por ser
estas las que resultaron ser de orden de integración I(2) en alguna de las pruebas de raíz unitaria DFA, PP ó KPSS.
31
Por otra parte, los resultados de la prueba de Zivot y Andrews (1992) se presentan
en el Cuadro 3. La prueba indica que existe un cambio estructural en las series
de eppt y m1t y corresponde al segundo trimestre de 2003, correspondiente al
periodo donde comienza oficialmente la crisis bancaria, con el anuncio de la
quiebra de BANINTER. En adición, existe un cambio al 10% de significancia en
yt en el tercer trimestre de 2002, periodo en el cual comienza a tener sus efectos
en el mercado cambiario ciertas señales en el sector financiero.
Cuadro 3
Prueba de raíz unitaria para un cambio estructural desconocido
Zivot y Andrews (1992) para las series Yt , EPPt y M1t15
Variable
A
B
C
yt
-4.58(5)*
-2.94(5)
-4.51(5)
TB
2002:03
1998:01
2003:02
eppt
-5.31(8)*
-3.31(8)
-4.14(8)
TB
2003:02
2002:01
2003:04
m1t
-4.85(8)*
-2.90(8)
-3.58(8)
TB
2003:02
2001:02
2000:01
Nota: TB = fecha de cambio estructural, (*), rechazo de la hipótesis nula al 5%. Entre
paréntesis el número de rezagos, que fue seleccionado por el criterio de t-sig. Modelo A
asume cambio en el intercepto, modelo B cambio en la tendencia y el modelo C cambio en
el intercepto y la tendencia. Los valores críticos corresponden a los presentados en Zivot
y Andrews (1992), tablas 2, 3 y 4 p. 256 y 257. Modelo A -4.80(5%) -4.58(10%), Modelo B
-4.42(5%) -4.11(10%) y modelo C -5.08(5%) -4.82 (10%)
Una gran cantidad de los periodos donde fueron identificados los cambios
estructurales son fechas que involucran choques de alguna magnitud en
las variables, que provocaron saltos momentáneos no catalogados como
estructurales. La excepción es la crisis bancaria de 2003 la cual ha tenido
repercusiones en el comportamiento de las series y en la forma de operar de la
15
La prueba de Zivot y Andrews (1992) para un cambio estructural desconocido se realizó para las series yt, eppt y m1t,,
por ser estas las que resultaron ser de orden de integración I(2) en alguna de las pruebas de raíz unitaria, DFA, PP ó
KPSS.
32
economía y la crisis del petróleo a finales de 1999 cuya volatilidad en los precios
es un tema que ha repercutido significativamente en el accionar económico de
nuestro país.
Estos resultados sugieren que el modelo de vectores autorregresivos (VAR) en el
contexto del procedimiento de Johansen (1988), debe ser estimado tomando en
cuenta la crisis bancaria de 2003 y su posterior recuperación, así como la crisis
del petróleo a partir de finales de los noventa. Estos eventos serían recogidos
en las ecuaciones de largo y corto plazo con el fin de obtener especificaciones
correctas (Hansen y Johansen, 1993, Johansen, Mosconni y Nilsen, 2000).
Luego de realizar estas pruebas se procedió a la realización de un modelo de
vectores autorregresivo (VAR) (Sims, 1980), donde todas las variables endógenas
del sistema están en función de todos los rezagos de las variables no exógenas,
esto como paso previo para la estimación de los vectores de cointegración,
siguiendo la metodología de Johansen (1988). El número de rezagos en el
VAR fue determinado con base en los criterios de información estadísticos
de normalidad (C. M. Jarque y Bera A.K , 1987) y de no autocorrelación de los
residuos (T. Breusch y Pagan A., 1980; Godfrey, 1988).
Comenzamos con ocho rezagos, por ser series trimestrales, y probamos
disminuyendo su número. Si más de una opción cumplía con el criterio de
normalidad y no autocorrelación de los residuos escogíamos el número de
rezagos que minimizaba el criterio de Schwarz ( 1978) y Akaike (1974, 1976).
Durante el periodo en estudio en la RD se presentaron eventos extraordinarios
que produjeron cambios estructurales en las series que son utilizadas para
estimar las ecuaciones del modelo. Por esta razón se introducen primordialmente
algunas variables dicotómicas en los modelos de largo y corto plazo que recogen
el efecto de la crisis del petróleo que se produjo a finales de la década de los
noventa y la crisis bancaria de 2003 y 2004, y su posterior recuperación en 2005,
con el fin de obtener resultados estadísticamente correctos.
33
Se estimaron ocho modelos de largo plazo siguiendo la especificación de
la ecuación cuantitativa del dinero, con el propósito de obtener los precios
de equilibrio internos, según la ecuación 6. Los modelos I y IV incluyen las
variables pt , eppt , yt ,y rt. En los modelos II y V, III y VII, IV y VIII se sustituye
eppt por m0t , m1t y m2t, respectivamente. Se utilizaron asimismo 6, 8, 3 y 3
rezagos en los modelos del I al IV y 3 rezagos en los modelos del V al VIII. El
Cuadro 4 muestra los resultados de la metodología aplicada. Los modelos del
I al IV abarcan el periodo del primer trimestre de 1992 al segundo trimestre de
2002 y del V al VIII cubren del primer trimestre de 1992 al cuarto trimestre de
2007.
Los resultados del procedimiento de Johansen (1988), se presentan en los
cuadros anexos, donde la prueba de la traza indica la existencia de tres vectores
de cointegración para siete de los ocho modelos, y dos vectores en otro. En
este caso, se opta por seleccionar el vector de cointegración que está asociado
a la raíz característica máxima. Con estos resultados es posible encontrar una
relación de largo plazo entre los precios, el dinero, el PIB real y la tasa de interés.
Normalizando los vectores seleccionados como ecuaciones de precios se obtienen
los resultados de largo plazo de las ocho ecuaciones de cointegración, como se
muestra en el siguiente cuadro.
Cuadro 4
Vectores de Cointegración de Precios
(Coeficientes de Largo Plazo)
1992:01- 2002:02
1992:01-2007:04
Variable
ModeloI
eppt
ModeloII
m0t
ModeloIII
m1t
ModeloIV
m2t
ModeloV
eppt
ModeloVI
m0t
ModeloVII
m1t
ModeloVIII
m2t
mt
0.60
0.57
0.94
0.49
0.99
0.74
0.88
0.54
yt
-0.14
-0.07
-0.49
-0.08
-0.49
-0.32
-0.45
-0.24
rt
0.18
-0.13
0.05
0.27
0.20
0.12
0.12
0.15
34
Los signos de los coeficientes son los esperados de acuerdo al marco teórico
presentado, con excepción del coeficiente de la tasa de interés en el modelo II.
Las elasticidades del dinero son positivas en los ocho modelos, lo que indica que
incrementos monetarios se traducen en aumentos de los precios. En cuatro de los
modelos la elasticidad del dinero es cercana a 1, lo que indica que aumentos en
esta variable se traduce de manera proporcional en los precios en el largo plazo.
Un punto a resaltar es la baja elasticidad de los precios al agregado monetario
M2 en relación a los otras proxys del dinero, principalmente para los modelos
que incluyen el periodo completo. Esto podría indicar que el fraude bancario
afectó en mayor medida los depósitos de ahorro de mediano y largo plazo.
Un incremento del nivel de ingreso real de largo plazo disminuye los precios,
mientras que incrementos en la tasa de interés, usada como proxy de la velocidad
de circulación del dinero, provocan un aumento de los precios.
El próximo paso consiste en estimar los distintos mecanismos de corrección de
errores (MCE) por el Teorema de R. F Engle y C.W.J. Granger (1987) con el
objetivo de incorporarlo a la dinámica de los distintos modelos de corto plazo.
Un punto importante a destacar es que aunque en la especificación de largo
plazo de esta ecuación se pone énfasis en la teoría económica, en el corto plazo
domina la relevancia empírica (Gilbert y Qin, 2005). En el cuadro 5 se presentan
los resultados de las estimaciones de las ecuaciones de corto plazo.
35
Cuadro 5
Ecuaciones de corto plazo de la inflación
1992:01- 2002:02
C
1992:01-2007:04
ModeloI
m=epp
ModeloII
m=em
ModeloIII
m=M1
ModeloIV
m=M2
ModeloV
m=epp
ModeloVI
m=em
ModeloVII
m=M1
ModeloVIII
m=M2
-0.01
(0.59)
0.02
(0.00)
0.04
(0.00)
0.02
(0.62)
0.02
(0.00)
0.03
(0.00)
0.03
(0.00)
0.08
(0.00)
Δpt-1
0.24
(0.05)
Δpt-2
Δpt-3
0.47
(0.00)
0.16
(0.00)
-0.06
(0.05)
0.20
(0.10)
Δpt-4
Δmt
-0.20
(0.01)
0.08
(0.00)
Δmt-1
-0.16
(0.00)
-0.190.00
0.15
(0.03)
Δmt-2
0.17
(0.00)
-0.24
(0.00)
-0.29
(0.00)
Δmt-3
0.04
(0.08)
-0.14
(0.00)
0.17
(0.05)
-0.14
(0.03)
Δmt-4
0.04
(0.08)
-0.08
(0.05)
-0.11
(0.01)
-0.13
(0.08)
Δrt-1
-0.07
(0.03)
-0.10
(0.00)
-0.05
(0.07)
Δrt-2
-0.13
(0.00)
Δrt-3
-0.09
(0.00)
Δrt-4
-0.07
(0.02)
0.12
(0.00)
0.23
(0.00)
0.06
(0.00)
-0.20
(0.01)
BrechaDt-1
-0.14
(0.02)
-0.15
(0.02)
-0.15
(0.02)
-0.07
(0.07)
-0.18
(0.00)
-0.07
(0.03)
-0.09
(0.05)
-0.05
(0.01)
BrechaEt-1
0.11
(0.19)
-0.06
(0.27)
-0.06
(0.26)
-0.06
(0.18)
-0.07
(0.07)
-0.07
(0.09)
-0.08
(0.06)
-0.09
(0.01)
R2
0.55
0.68
0.72
0.59
0.82
0.71
0.81
0.79
JB
1.67[0.43]
1.32[0.51]
3.32[0.19]
2.96[0.23]
0.50[0.77]
0.39[0.82]
1.95[0.38]
5.06[0.08]
LM(4)
F=0.70[0.60]
F=1.07[0.39]
F=0.98[0.44]
F=0.90[0.48]
F(1)=1.00[0.41]
F=0.69[0.60]
F=2.21[0.08]
F=1.94[0.12]
ARCH(4)
F=0.15[0.95]
F=1.46[0.25]
F=0.25[0.90]
F=0.35[0.84]
F=0.69[0.60]
F=1.46[0.23]
F=0.440.13]
F=1.94[0.12]
CUSUM
No Cambio
No cambio
No cambio
No cambio
No cambio
No cambio
No cambio
No cambio
CUSUM
SQR
No Cambio
No cambio
No cambio
No cambio
No cambio
No cambio
No cambio
No cambio
Nota: Valores entre paréntesis y corchetes indica la probabilidad de no rechazo de la hipótesis nula. JB = prueba
de normalidad Jarque-Bera, LM = prueba de autocorrelación multiplicadores de lagrange, ARCH = prueba
deheteroscedasticidad condicional, CUSUM y CUSUM SQR = prueba de estabilidad de la suma acumulada de errores
recursivos.
36
En sentido general, los modelos de corrección de errores presentados en el
Cuadro 5 cumplen de forma satisfactoria con los criterios estadísticos, es decir,
los residuos se distribuyen como una normal (Jarque y Bera, 1987), no presentan
problemas de autocorrelación (Breusch y Pagan, 1980; Godfrey, 1988) y tampoco
de heterocedasticidad (Engle, 1982). Asimismo, no existe evidencia de cambio
estructural (Brown, Durbin y Evans, 1975).16
Considerando los modelos del I al IV que incluye el periodo del primer trimestre
de 1992 al segundo trimestre de 2002 se puede apreciar que la brecha doméstica
resulta estadísticamente significativa en los cuatro modelos. El mecanismo de
ajuste doméstico resulta entre un 7% y un 15%. La brecha de precios externos
no es significativa en ninguno de los cuatro primeros modelos. Estos resultados
reflejan que durante el primer periodo la brecha de dinero era una variable
fundamental para predecir el comportamiento de la inflación, en tanto que la
brecha externa no constituía un determinante significativo de los precios.
Es importante destacar que durante este primer periodo la tasa de cambio era
utilizada como ancla nominal de los precios en un régimen de tipo de cambio de
flotación manejada. A nivel interno se produce la transición en la implementación
de la política monetaria desde un sistema donde se utilizaban mayormente
instrumentos directos como el encaje legal, a un sistema donde se utilizan
principalmente indirectos como son las subastas públicas de títulos valores del
banco central a través de la mesa de dinero. Otro aspecto significativo de la
década de los noventa fue el fuerte déficit del sector público, financiado en gran
manera mediante el crédito interno. En adición, el crecimiento de la demanda
agregada se mantuvo, en la mayor parte del periodo, por encima del producto
potencial. Todos estos factores internos fueron determinantes esenciales de la
trayectoria inflacionaria de este primer periodo.
En los modelos del V al VIII, que abarcan el periodo del primer trimestre de
1992 al cuarto trimestre de 2007, la brecha doméstica mantiene su relevancia en
la explicación de la evolución de la inflación, aunque los coeficientes de ajuste al
16
Para corregir por cambios estructurales se incluyeron variables dicotómicas en los años 2003, 2004 y 2005, siguiendo
la prueba de Bai y Perrón (2003).
37
equilibrio disminuyen su magnitud en tres de los cuatro modelos. En contraste,
la brecha de precios externa, resulta estadísticamente significativa al 10% en
todos los modelos, indicando una mayor relevancia de los factores externos en
la determinación del comportamiento de la inflación. Este periodo incluye los
años durante y posteriores a la crisis bancaria de 2003 donde el tipo de cambio
nominal pasó a ser más flexible de acuerdo a la ley monetaria y financiera del
año 2002.
Estos resultados sugieren que para realizar una correcta estimación y proyección
de la inflación, el banco central debe tomar en cuenta, de manera preponderante,
el efecto de los choques externos, que son reflejados en los precios internos vía
el tipo de cambio.
5.
Conclusiones
En este trabajo hemos estimado un modelo de inflación en el contexto de un modelo
P-Estrella ampliado, el cual incluye las brechas de precios interna y externa, con
el objetivo de analizar el impacto de ambas brechas en la determinación del
comportamiento de los precios. La brecha de precios doméstica es construida
aprovechando la relación teórica de largo plazo entre precios, dinero y PIB
real, según la ecuación cuantitativa del dinero. La brecha de precios externa se
construye siguiendo la hipótesis de la Paridad de Poder Compra.
Se estimaron ocho ecuaciones de corto plazo de la inflación considerando dos
periodos de análisis. El primero del primer trimestre de 1992 al segundo trimestre
de 2002, se caracteriza por un régimen de tipo de cambio de flotación manejada,
y el segundo, es un periodo más completo que cubre del primer trimestre de
1992 al cuarto trimestre de 2007 y abarca la etapa de la crisis bancaria de 2003
y la posterior recuperación económica, donde se aprueba una ley que incentiva
una mayor flotación de la moneda a partir del año 2002.
Los resultados evidencian que durante el primer periodo la brecha doméstica
contiene información pertinente para predecir la inflación, mostrando que los
factores monetarios internos eran de suma relevancia durante la década de los
38
noventa para poder realizar un análisis del comportamiento de los precios. La
brecha externa de precios no resultó significativa durante ese periodo. Entre
los factores que podrían explicar estos resultados están la existencia de un
déficit público que era financiado principalmente con recursos internos, lo que
generaba presión sobre la política monetaria unido al esquema cambiario de
tipo de cambio de flotación administrada que prevaleció en ese periodo.
En el periodo completo, que incluye los efectos de la liberalización del tipo
de cambio en la ley monetaria y financiera de 2002, se presenta un panorama
donde ambas brechas resultan significativas como determinantes de la inflación,
evidenciando que la brecha externa se torna relevante, a diferencia del primer
periodo. Esto muestra la importancia que ha adquirido la inflación externa
dentro del IPC en los últimos años.
Dado estos resultados, es de suma relevancia para el banco central tener en
cuenta los choques externos sobre el IPC para poder lograr una política monetaria
efectiva en la consecución de la estabilidad de precios. En este sentido, es
importante observar la experiencia reciente de fuerte volatilidad de los precios
internacionales de los commodities, como son el petróleo, el trigo y el maíz, lo que
ha estado teniendo una fuerte repercusión en la inflación doméstica, elemento
a considerar a la hora de llevar a cabo la política monetaria en la República
Dominicana.
Los resultados respecto a la significancia estadística de las brechas de precios
doméstica y externa, indican que las desviaciones del nivel de precios respecto
a la trayectoria de los precios internacionales tiene un impacto similar en la
inflación doméstica que las condiciones monetarias de la economía, por lo cual
mantener un esquema de metas monetarias a mediano plazo podría no ser un
instrumento efectivo en el control de la inflación en el futuro.
Este resultado es relevante desde el punto de vista de la política monetaria de
República Dominicana debido que actualmente el BCRD está en una etapa de
transición desde un esquema de metas monetarias, donde el Banco Central
anuncia la meta de base monetaria y trata de no desviarse significativamente de
39
ella, a un esquema de metas de inflación donde se hace un anuncio público de
metas numéricas para la inflación de mediano plazo y las expectativas sobre la
evolución de los precios por parte de los agentes económicos adquieren un peso
más relevante en la trayectoria de la inflación.
Los choques externos que afecten los precios internacionales tendrán un impacto
positivo en la inflación doméstica, pero en un esquema de metas de inflación se
requiere, en general, que los agentes consideren creíble el anuncio de la meta,
por lo cual el Banco Central debe considerar en la estimación de la misma,
los posibles impactos externos, en particular los originados por movimientos
bruscos del tipo de cambio, a fin de hacer compatible las proyecciones de la
institución con las expectativas de los agentes.
40
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Statistics, Vol. 10, No. 3, pp.251–270.
ANEXOS
Anexo Estadístico
Base de datos utilizada
Todas las series son trimestrales para el periodo 1992-2007.
P
=
Índice de Precios al Consumidor, base (enero 1999=100) observación del último mes de cada trimestre.
Y
=
Producto Interno Bruto en términos reales, año de referencia 1991.
EPP = Efectivo en poder del público en millones de pesos.
M0 =
Emisión Monetaria en millones de pesos.
M1 =
Agregado monetario M1 en millones de pesos.
M2 =
Agregado monetario M2 en millones de pesos.
R
=
Tasa de interés activa de 91 a 180 días promedio del trimestre.
Fuente: BCRD
ANEXO A
GRÁFICAS A.1-A.8
G rá fi c a A .1
L o g a ri tm o d e P
G rá fi c a A .2
P ri m e ra d i fe re n ci a l o g a rítm i ca d e P
.25
6.0
.20
E sca la lo g a rí t m ica
E sca la lo g a rí t m ica
5.6
5.2
4.8
4.4
4.0
.15
.10
.05
.00
-.05
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
G rá fi c a A .3
L o g a ri tm o d e E P P
G rá fi c a A .4
P ri m e ra d i fe re n ci a l o g a rítm i ca E P P
11.0
.5
.4
E sca la lo g a rí t m ica
E sca la lo g a rí t m ica
10.5
10.0
9.5
9.0
8.5
8.0
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
12.0
.5
11.5
.4
11.0
10.5
10.0
9.5
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
.4
11.5
.3
11.0
.2
10.5
10.0
9.5
9.0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
G r áfica A.8
Primera diferencia log ar ítmica de M 1
Gráfica A.7
Log aritmo de M 1
E s c ala logar ítm ic a
E s c ala logar ítm ic a
12.0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
G rá fi c a A .6
P ri m e ra d i fe re n ci a l o g a rítm i ca d e E M
E sca la lo g a rí t m ica
E sca la lo g a rí t m ica
G rá fi c a A .5
L o g a ri tm o d e e m i si ó n m o n e ta ri a
9.0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
.1
.0
-.1
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
-.2
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
55
GRÁFICAS A.9-A.16
Gr áfica A.10
Pr imer a difer encia log ar ítmica de M 2
13.0
.25
12.5
.20
12.0
.15
E s c ala logar ítm ic a
E s c ala logar ítm ic a
Gráfica A.9
Log aritmo de M 2
11.5
11.0
10.5
10.0
9.5
.10
.05
.00
- .05
- .10
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
Gr áfica A.12
Pr imer a difer encia log ar ítmica de Y
11.4
.20
11.2
.15
11.0
.10
E s c ala logar ítm ic a
E s c ala logar ítm ic a
Gráfica A.11
Log aritmo de Y
10.8
10.6
10.4
10.2
.05
.00
- .05
- .10
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
G r áfica A.13
Log ar itmo del tipo de cambio r eal
.15
.10
.05
4.9
E s c ala logar ítm ic a
E s c ala logar ítm ic a
5.0
4.8
4.7
.00
- .05
- .10
- .15
- .20
4.6
- .25
- .30
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
8
4.5
7
4.0
6
3.5
5
4
3
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
Gr áfica A.16
Velocidad de cir culación estimada de M 0
E s c ala logar ítm ic a
E s c ala logar ítm ic a
G r áfica A.15
Velocidad de cir culación estimada del EPP
2
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
Gr áfica A.14
Pr imer a difer encia log ar ítmica T C R
5.1
4.5
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
3.0
2.5
2.0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
1.5
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
GRÁFICAS A.17-A.23
Gr áfica A.17
Velocidad de C ir culación de M 1
G r áfica A.18
Velocidad de cir culación estimada de M 2
4.5
1.2
1.1
4.0
E s c ala logar ítm ic a
E s c ala logar ítm ic a
1.0
3.5
3.0
2.5
0.9
0.8
0.7
0.6
2.0
1.5
0.5
0.4
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
Gr áfica A.19
Br echa Exter na
Gr áfica A.20
Br echa Inter na EPP
2.2
.15
.10
2.0
E s c ala logar ítm ic a
E s c ala logar ítm ic a
2.1
1.9
1.8
1.7
1.6
.05
.00
- .05
- .10
- .15
- .20
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
Gr áfica A.21
Br echa Inter na EM
Gr áfica A.22
Br echa inter na M 1
.15
.12
.08
E s c ala logar ítm ic a
.05
.00
- .05
- .10
- .15
.04
.00
- .04
- .08
- .12
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
- .16
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
G ráf ic a A . 23
B rec ha int erna M2
.16
.12
E s c ala logar ítm ic a
E s c ala logar ítm ic a
.10
.08
.04
.00
- .04
- .08
- .12
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
57
GRÁFICAS A.24-A.26
G rá fic a A .2 5
L o g a ritm o d e la ta sa d e in te ré s
36
3 .6
32
3 .4
E s c a la lo g a rítm ic a
E s c a la lo g a rítm ic a
G rá fic a A .2 4
T a s a d e in te ré s
28
24
20
16
12
3 .2
3 .0
2 .8
2 .6
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
2 .4
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
G rá fic a A .2 6
P rim e ra d ife re n cia lo g a rítm ica d e la ta sa d e in te ré s
E s c a la lo g a rítm ic a
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
58
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
Anexo B
Cuadros criterio de información modelos VAR
Cuadro B-1
Criterio de Información Modelo VAR
EPP (1992:01-2007:04)
Rezagos
LR
FPE
AIC
-3.23
0
NA
3.83E-08
432.3
-11.30
1
1.39E-10
48.2
-11.78
2
8.33E-11
19.2
-11.66
3
8.91E-11
77.3
-13.13
4
2.14E-11
30.81*
-13.46
5
1.73e-11*
17.2
-13.46
6
2.08E-11
16.6
-13.53
7
2.70E-11
19.1
-13.82*
8
2.40E-11
LR: Estadístico de razón de verosimilitud
FPE: Estadístico de error de pronóstico
AIC: Criterio de información de Akaike
SC: Criterio de información de Schwarz
HQ: Criterio de información de Hannan-Quinn
Rezagos
0
1
2
3
4
5
6
SC
HQ
-3.12
-10.97
-11.22
-10.88
-12.12
-12.22*
-12.01
-11.85
-11.92
-2.94
-10.43
-10.33
-9.64
-10.52*
-10.28
-9.70
-9.19
-8.91
Cuadro B-2
Criterio de Información Modelo VAR
EPP (1992:01 -2002:02)
LR
FPE
AIC
SC
NA
5.16E-09
-7.73
-7.56
199.03
2.06E-11
-13.26
-12.38*
23.69
2.16E-11
-13.25
-11.67
24.37
2.00E-11
-13.42
-11.13
46.74*
5.01E-12*
-14.99
-12.00
17.25
5.47E-12
-15.25
-11.56
16.87
5.35E-12
-15.89*
-11.50
HQ
-7.67
-12.96
-12.70
-12.62
-13.95
-13.96
-14.36*
LR: Estadístico de razón de verosimilitud
FPE: Estadístico de error de pronóstico
AIC: Criterio de información de Akaike
SC: Criterio de información de Schwarz
HQ: Criterio de información de Hannan-Quinn
59
Cuadro B-3
Criterio de Información Modelo VAR
Emisión Monetaria (1992:01-2007:04)
Rezagos
0
1
2
3
4
5
6
7
8
LR
NA
461.32
46.46
22.10
92.92*
23.79
16.36
16.15
18.84
FPE
3.73E-07
4.45E-11
2.80E-11
2.96E-11
4.24E-12
3.97e-12*
4.58E-12
5.22E-12
5.04E-12
AIC
-3.45
-12.49
-12.98
-12.96
-14.97
-15.14
-15.15
-15.25
-15.62*
SC
-2.87
-11.33
-11.24
-10.64
-12.07*
-11.67
-11.10
-10.62
-10.42
HQ
-3.23
-12.04
-12.30
-12.06
-13.84*
-13.79
-13.58
-13.46
-13.60
LR: Estadístico de razón de verosimilitud
FPE: Estadístico de error de pronóstico
AIC: Criterio de información de Akaike
SC: Criterio de información de Schwarz
HQ: Criterio de información de Hannan-Quinn
Cuadro B-4
Criterio de Información Modelo VAR
Emisión Monetaria (1992:01-2002:02)
Rezagos
0
1
2
3
4
5
6
LR
NA
211.47
20.37
28.93
27.22*
20.85
24.53
FPE
9.87E-09
1.32E-11
1.50E-11
1.02E-11
6.21E-12
4.60E-12
1.42e-12*
LR: Estadístico de razón de verosimilitud
FPE: Estadístico de error de pronóstico
AIC: Criterio de información de Akaike
SC: Criterio de información de Schwarz
HQ: Criterio de información de Hannan-Quinn
60
AIC
-7.08
-13.72
-13.66
-14.19
-14.98
-15.80
-17.95*
SC
-6.55
-12.48
-11.70
-11.52
-11.60
-11.71
-13.15*
HQ
-6.90
-13.29
-12.98
-13.27
-13.81
-14.39
-16.29*
Cuadro B-5
Criterio de Información Modelo VAR
M1 (1992:01-2007:04)
Rezagos
0
1
2
3
4
5
6
7
8
LR
FPE
NA
424.27
46.57
14.32
72.76
28.65*
14.03
13.72
18.26
AIC
2.53E-07
7.83E-11
5.00E-11
6.45E-11
1.70E-11
1.38e-11*
1.74E-11
2.20E-11
2.22E-11
-3.84
-11.92
-12.39
-12.17
-13.56
-13.86
-13.77
-13.75
-14.05*
SC
-3.40
-10.91*
-10.80
-10.00
-10.81
-10.53
-9.86
-9.26
-8.98
HQ
-3.67
-11.53
-11.77
-11.32
-12.50
-12.57*
-12.26
-12.01
-12.08
LR: Estadístico de razón de verosimilitud
FPE: Estadístico de error de pronóstico
AIC: Criterio de información de Akaike
SC: Criterio de información de Schwarz
HQ: Criterio de información de Hannan-Quinn
Cuadro B-6
Criterio de Información Modelo VAR
M1 (1992:01-2002:02)
Rezagos
0
1
2
3
4
5
6
LR
NA
210.87
29.86
22.71
33.74*
17.91
11.36
FPE
3.72E-09
8.10E-12
6.55E-12
6.35E-12
2.96e-12*
2.99E-12
4.82E-12
AIC
-8.06
-14.20
-14.46
-14.60
-15.59
-15.98
-16.22*
SC
-7.71
-13.14*
-12.70
-12.14
-12.42
-12.11
-11.65
HQ
-7.94
-13.83
-13.85
-13.74
-14.48
-14.63
-14.63*
LR: Estadístico de razón de verosimilitud
FPE: Estadístico de error de pronóstico
AIC: Criterio de información de Akaike
SC: Criterio de información de Schwarz
HQ: Criterio de información de Hannan-Quinn
61
Cuadro B-7
Criterio de Información Modelo VAR
M2 (1992:01-2007:04)
Rezagos
0
1
2
3
4
5
6
7
8
LR
FPE
NA
408.11
66.04
19.14
64.13*
15.94
24.90
18.06
17.45
3.39E-08
1.23E-11
4.93E-12
5.63E-12
1.79e-12*
2.14E-12
1.83E-12
1.92E-12
1.99E-12
AIC
SC
-5.85
-13.78
-14.71
-14.62
-15.83
-15.75
-16.07
-16.25
-16.55*
-5.27
-12.62
12.97*
-12.30
-12.93
-12.28
-12.02
-11.62
-11.35
HQ
-5.63
-13.33
-14.04
-13.72
-14.70*
-14.41
-14.50
-14.46
-14.54
LR: Estadístico de razón de verosimilitud
FPE: Estadístico de error de pronóstico
AIC: Criterio de información de Akaike
SC: Criterio de información de Schwarz
HQ: Criterio de información de Hannan-Quinn
Cuadro B-8
Criterio de Información Modelo VAR
M2 (1992:01-2002:02)
Rezagos
0
NA
FPE
8.73E-09
1
2
3
4
5
277.94
2.73E-12
-15.28
-14.40*
-14.98
21.53
29.49
3.10E-12
2.30E-12
-15.19
-15.58
-13.61
-13.30
-14.64
-14.79
36.13*
1.01E-12
-16.60
-13.61
-15.55
17.08
1.11E-12
-16.85
-13.15
-15.56
6
19.90
8.26e-13*
-17.77*
-13.37
-16.23*
LR: Estadístico de razón de verosimilitud
FPE: Estadístico de error de pronóstico
AIC: Criterio de información de Akaike
SC: Criterio de información de Schwarz
HQ: Criterio de información de Hannan-Quinn
62
LR
AIC
-7.21
SC
-7.03
HQ
-7.14
Anexo C
Pruebas de Cointegración de Johansen
1992:01-2007:04
Cuadro C-1
Efectivo en Poder del Público (EPP)
Valores
Característicos
H0: r
0.418
0.257
0.204
0.001
0
1
2
3
p-r
Traza
(calculado)
Traza 95%
(tablas)
4
3
2
1
60.828
29.977
13.075*
0.057
40.175
24.276
12.321
4.129
Nota: (*) rechazo de la hipótesis nula. Periodo 1992:2-2007:4. Número de rezagos utilizados en el VAR = 6. Se
incluyeron variables “dummy” de pulso para 2003:4. Valores p MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
Cuadro C-2
Emisión (EM)
Valores
Característicos
H 0: r
0.494
0.313
0.198
0.010
0
1
2
3
p-r
Traza
(calculado)
Traza 95%
(tablas)
4
3
2
1
70.771
33.348
12.698*
0.554
40.175
24.276
12.320
4.129
Nota: (*) rechazo de la hipótesis nula. Periodo 1992:2-2007:4. Número de rezagos utilizados en el VAR = 8. Se incluyeron
variables “dummy” de pulso para 2004:1 2003:2, 2003:4. MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
Cuadro C-3
M1
Valores
Característicos
H0: r
0.298
0.263
0.185
0.000
0
1
2
3
p-r
Traza
(calculado)
Traza 95%
(tablas)
3
2
1
0
53.599
31.623
12.71*
0.008
40.175
24.276
12.320
4.129
Nota: (*) rechazo de la hipótesis nula. Periodo 1992:3 - 2007:4. Número de rezagos utilizados en el VAR = 1. Se
incluyeron variables “dummy” de pulso para 2003:4 y 2003:2. MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
63
Cuadro C-4
M2
Valores
Característicos
H 0: r
0.749
0.362
0.056
0.007
0
1
2
3
p-r
Traza
(calculado)
Traza 95%
(tablas)
3
2
1
0
106.073
28.762*
3.622
0.406
40.175
24.276
12.320
4.129
Nota: (*) rechazo de la hipótesis nula. Periodo 1992:3 - 2007:4. Número de rezagos utilizados en el VAR = 2. Se
incluyeron variables “dummy” de pulso para 2003:2 y 2004:1. MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
Pruebas de Cointegración de Johansen
1992:01-2002:02
Cuadro C-5
Efectivo en Poder del Público (EPP)
Valores
Característicos
H0: r
p-r
Traza
(calculado)
Traza 95%
(tablas)
0.702
0.393
0.252
0.038
0
1
2
3
3
2
1
0
73.453
29.810*
11.856
1.407
40.175
24.276
12.320
4.129
Nota: (*) rechazo de la hipótesis nula. Periodo 1992:3 – 2002:2. Número de rezagos utilizados en el VAR = 6. MacKinnonHaug-Michelis (1999)
Cuadro C-6
Emisión Monetaria (EM)
Valores
Característicos
H0: r
0.581
0.357
0.211
0.003
0
1
2
3
p-r
Traza
(calculado)
Traza 95%
(tablas)
3
2
1
0
58.939
25.904*
9.126
0.098
40.175
24.276
12.321
4.130
Nota: (*) rechazo de la hipótesis nula. Periodo 1992:3-2002:2. Número de rezagos utilizados en el VAR = 6. MacKinnonHaug-Michelis (1999)
64
Cuadro C-7
M1
Valores
Característicos
H 0: r
0.539
0.375
0.177
0.003
0
1
2
3
p-r
Traza
(calculado)
Traza 95%
(tablas)
3
2
1
0
56.252
26.087*
7.726
0.120
40.175
24.276
12.320
4.129
Nota: (*) rechazo de la hipótesis nula. Periodo 1992:2 - 2002:2. Número de rezagos utilizados en el VAR = 1. MacKinnonHaug-Michelis (1999)
Cuadro C-8
M2
Valores
Característicos
H0: r
p-r
Traza
(calculado)
Traza 95%
(tablas)
0.699
0.313
0.104
0.015
0
1
2
3
3
2
1
0
66.340*
19.498
4.858
0.593
40.175
24.276
12.321
4.130
Nota: (*) rechazo de la hipótesis nula. Periodo 1992:2 - 2002:2. Número de rezagos utilizados en el VAR = 6. MacKinnonHaug-Michelis (1999)
65
INSTRUCCIONES A LOS AUTORES
La Serie de Estudios Económicos (SEE) es una publicación no periódica de carácter
científico sobre temas de Economía del Departamento de Programación Monetaria y
Estudios Económicos. Su objetivo principal es difundir trabajos de investigación de alta
calidad de la autoría (o co-autoría) de empleados y funcionarios del Banco Central de
la República Dominicana.
La SEE considerará para publicación aquellos trabajos, tanto teóricos como aplicados,
que sean de relevancia para el mejor entendimiento de los problemas económicos de la
República Dominicana y el resto de la región, cuya fundamentación técnica esté acorde
con los estándares internacionales actuales de la profesión económica.
Esta publicación hace énfasis en los problemas económicos dominicanos y
latinoamericanos, sin embargo, cualquier documento del cual se extraigan lecciones
útiles para mejorar el análisis y la aplicación de la política económica en el país, podrá
ser sometido al proceso editorial, con la excepción de trabajos de tipo coyuntural o
artículos de opinión.
Para la consideración editorial de los trabajos, no se requiere ningún pago del(los)
autor(es). La suscripción a la revista es gratuita. La sola presentación de un trabajo para
ser publicado en la SEE implica que su(s) autor(es) declara(n) que el mismo es original
(no ha sido publicado anteriormente), ceden los derechos del mismo y que la aceptación
de un trabajo para su consideración en el proceso editorial de la SEE en ningún caso
implica un compromiso de publicar dicho documento.
El comité editorial de esta publicación está formado por tres miembros: el Sub-Gerente
de Política Monetaria, Cambiaria y Financiera del Banco Central, el Director del
Departamento de Programación Monetaria y Estudios Económicos y un miembro del
equipo de investigadores de dicho departamento.
Los documentos sometidos deberán cumplir con las siguientes condiciones:
1. Estar escritos en su totalidad en español.
2. Ser sometidos por correo electrónico al Director del Departamento de Programación
Monetaria y Estudios Económicos en formato Microsoft Word para su lectura y
facilitar el proceso de edición de ser aceptada su publicación. El archivo deberá
contener todo el material que forma parte del artículo, incluyendo gráficos, cuadros,
figuras y anexos.
3. En la primera página del documento deberá incluirse únicamente:
a. El título completo del artículo.
b. El nombre de cada uno de los autores, dirección de correo electrónico y afiliación
institucional (en caso de co-autores no pertenecientes al Banco Central de la
República Dominicana).
67
c. Resúmenes (Abstracts) en español e inglés de los aspectos más importantes del
trabajo, los cuales no deberán sobrepasar las 125 palabras (cada uno).
d. Al menos tres “palabras clave” relevantes del documento, en español e inglés.
e. Al menos tres categorías relevantes de la clasificación del sistema usado por el
Journal of Economic Literature (JEL). Se puede acceder a la misma en la siguiente
dirección: http://www.aeaweb.org/journal/jel_class_system.html.
f. Cualquier agradecimiento a personas o instituciones.
4. Para el cuerpo del documento:
a. El artículo deberá estar escrito utilizando Palatino Linotype 11, a 1 ½ espacio y
márgenes convencionales.
b. Los gráficos y cuadros podrán estar dentro del texto o al final del mismo.
c. Cuadros, figuras y gráficos (si los hubiere) deben ser numerados de manera
independiente y consecutiva (e. g.: Cuadro 1, Gráfico 1, Cuadro 2…).
d. Las fórmulas deben estar centradas y numeradas consecutivamente al margen
derecho.
e. Las notas a pie de página deberán estar numeradas consecutivamente a través
del texto y deberán ser sólo de carácter aclaratorio.
5. Las referencias bibliográficas deben comprender únicamente las incluidas en el
texto, siguiendo este formato:
a. Cuando se refiere a un artículo de revista en el texto, debe referirse como autor
(año). Por ejemplo, Medina (2005) demuestra que la elasticidad ingreso de las
importaciones es…”.
b. En la bibliografía, autor, año, “Nombre del artículo”, Nombre de la revista, mes,
volumen, número páginas. Por ejemplo, Medina, A., 2005. “Determinantes de
las importaciones en República Dominicana: un análisis econométrico”, Serie
Estudios Económicos, Banco Central de la República Dominicana, diciembre, No.
8, pp. 15-39.
c. Cuando se refiere a un libro debe escribirse: Autor (año). Por ejemplo,
Banco Central de la República Dominicana (2006) analiza los principales
determinantes…”
d. En la bibliografía, autor (año). Nombre-libro, Editorial; e.g.: Banco de Central de
la República Dominicana (2006). República Dominicana: A 50 años de la creación del
peso dominicano, Departamento Editorial.
1. Cuando se exijan modificaciones al documento, el Comité Editorial determinará
cuándo éstas han sido realizadas de manera satisfactoria. Cuando esto haya
ocurrido, el autor será notificado de la decisión de publicación del documento.
2. Una vez el documento es aceptado para ser publicado en la SEE, los derechos de copia
del mismo pasan a ser propiedad de la revista. Una vez publicado, el documento
podrá ser reproducido libremente para uso académico, siempre y cuando nadie
obtenga lucro por esta reproducción y se incluya la referencia bibliográfica de la
SEE.
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