LA PARIDAD DEL PODER DE COMPRA ENTRE PERÚ y ESTADOS ( )

Transcripción

1 LA PARIDAD DEL PODER DE COMPRA ENTRE PERÚ y ESTADOS UNIDOS ( ) Ponente: Mag. Cornelio TicseNúñez

2 RESUMEN Los resultados obtenidos muestran que los datosnoseajustan a lo que predice la teoría de la Paridad tanto en el corto como en el largo plazo, mostrando importantes desviaciones la Paridad del Poder de Compra. Tal evidencia hace suponer que el modelo básico empleado - sobrelabasedelaleydeun PrecioÚnico-no es suficiente para comprobar dicha Ley.

3 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 Argentina exporta carne,chile Cb Cobre, Perú espárragos y minerales; Venezuela petróleo, sin embargo éstos países consumen tv Samsung, refrigeradoras LG, celulares Sony-Ericson, autos toyota, zapatillas Adidas, Nike etc.

4 Sin la presencia de: barreras 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. Consecuentemente, el supuesto de sustituibilidad perfecta de bienes entre distintos países es crucial para comprobar el cumplimiento de la ley de un solo precio.

5 Los factores que afectan el cumplimiento del PPA son: costos de transporte, 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 dlti del tiempo, los precios de bienes domésticos diferirá de los precios de bienes extranjeros.

6 La ley de un solo precio, de aquí en adelante LUP, es el fundamento de lacondición ió de la Paridad d de Poder de Compra. Formalmente, se expresa de la siguiente manera: P * it, EP t it, i 12 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 básico 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: E P E P * * t i, t t 1 i, t 1 P (2) P it, it, 1

7 La versión de la hipótesis de la PPP, en un país que mide su índice de precios mediante una media ponderada requiere que: N N * t i i, t i i, t i 1 i 1 (3) E P P N i. donde se cumple que 1 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) donde: d q e p p* * t

8 La observación realizada puede serformalizadadelasiguiente manera a partir de (3): N N N * * * * i Pi, t Et i Pi, t Et ( i i ) Pi, t i 1 i 1 i 1 (6) N N * * ipi, t Et ipi, t i 1 i 1 (7) La ecuación (7) evidencia que cuando mayor sea la disparidad de las ponderaciones n de precios nacionales, n mayor es la aparente prnt disparidad entre los índices agregados, aún cuando se cumpla la LUP en cada uno de los bienes.

9 GRAFICO Nº 1 INFLACION-PERU ENERO 1991 _ JULIO INFLACION

10 GRAFICO Nº 3 INFLACION DE EUA _ INFLACIONEUA

11 GRAFICO Nº2 TCN-PERU: _ TCNOMINAL

12 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: ió combinaciones i linealesl de las series de interés que guarden una relación económica de equilibrio de largo plazo. Analíticamente podemos plantear la cointegración de la siguiente forma: e p* p u 1 t 2 3 t Donde u t es un proceso estacionario. La existencia i de un vector de cointegración ió que confirme el cumplimiento 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.

13 1.Estimando el Vector de Cointegracion de la PPP. 1.Como la serie TCN tiene intercepto y tendencia, se estima el siguiente modelo: Ln(TCN t )=α 0 + α 1 t+β 1 Ln(IPC_USA t )+β 1 Ln(IPC_PERU t )+u t (2) Incorporamos r tndni tendencia e intercepto pr para que los residuos estén limpios 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 gráfico de la regresión estimada del tipo 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).

14 Tabla Nº 4. Estimación de la PPP del Perú/EUA. Method: Least Squares Date: 12/05/11 Time: 10:25 Sample (adjusted): 1991M M01 Included observations: 253 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C T INFLACIONEUA INFLACION R-squared Mean dependent var Adjusted d R-squared S.D. dependent d var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic)

15 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 Test critical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values.

16 Ln(TCN t )=α 0 + α 1 t+β 1 Ln(IPC_USA t )+β 1 Ln(IPC_PERU t )+u t (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, 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:

17 TABLA Nº 6.Autocorrelación muestral y parcial muestral del TCR Sample: 1991M M07 Included observations: 253 Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob. *******. ******* ******* *******. * ******* ****** * ****** ****** ****** ***** ***** ***** ***** ** ****. * **** **** **** **** ****. ** **** * ****. * **** *** *** ***

18 GRAFICO Nº 6. FRECUENCIA CICLICA Y NO CICLICA DEL TIPO DE CAMBIO REAL PERIODO: 1990.O1 _ Fixed length symmetric (Baxter-King) filter Frequency Response Function ERROR2 Non-cyclical Cycle cycles/period Actual Ideal

19 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 ( ). Asimismo, las distintas metodologías de 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 periodo de consideración de la misma, en el cuál el IPC de Perú comienza un período de calma o relativa estabilidad.

20 Gracias