ISSN DT 003-Abril 2000 Banco Central de Nicaragua

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1 ISSN DT 003-Abril 2000 Banco Cenral de Nicaragua Precios relaivos, Inflación subyacene y Meas de Inflación: Un Análisis para Nicaragua Luis A. Rivas José de Jesús Rojas

2 Banco Cenral de Nicaragua Documeno de Trabajo DT 003-Abril 2000 PRECIOS RELATIVOS, INFLACION SUBYACENTE Y METAS DE INFLACION: UN ANALISIS PARA NICARAGUA Luis A. Rivas José de Jesús Rojas La serie de documenos de rabajo es una publicación del Banco Cenral de Nicaragua que divulga los rabajos de invesigación económica realizados por profesionales de esa insiución o encargados por ella a erceros. El objeivo de la serie es aporar a la discusión de emas de inerés económico y de promover el inercambio de ideas. El conenido de los documenos de rabajo es de exclusiva responsabilidad de su(s) auor(es) y no reflejan necesariamene la opinión del Banco Cenral de Nicaragua. Los documenos pueden obenerse en versión PDF en la dirección hp:// The working paper series is a publicaion of he Cenral Bank of Nicaragua ha disseminaes economic research conduced by is saff or hird paries sponsored by he insiuion. The purpose of he series is o conribue o he discussion of relevan economic issues and o promoe he exchange of ideas. The views expressed in he working papers are exclusively hose of he auhor(s) and do no necessarily reflec he posiion of he Cenral Bank of Nicaragua. PDF versions of he papers can be found a hp://

3 PRECIOS RELATIVOS, INFLACION SUBYACENTE Y METAS DE INFLACION: UN ANALISIS PARA NICARAGUA Luis A. Rivas José de Jesús Rojas 1 Resumen Los daos para Nicaragua muesran que al menos en el coro plazo, el cambio porcenual en el IPC no es el mejor indicador de la inflación perinene para la políica monearia. Los daos ambién muesran que el cambio en el IPC coninúa siendo una medida apropiada del cambio en el nivel general de precios en el largo plazo. Ese arículo esudia la esrucura de los precios relaivos en Nicaragua y evalúa la validez del uso de medidas alernaivas de inflación, cuya elección se basa en crierios esadísicos definidos y cuyo desempeño se mide por su capacidad de proyecar la inflación. Absrac The Nicaraguan daa shows ha a leas in he shor run, he percenage change in he CPI is no he bes indicaor of inflaion relevan for moneary policy. The daa also shows ha he rae of change in he CPI is a good measure of he overall price level in he long run. This paper sudies he relaive price srucure in Nicaragua and evaluaes he use of alernaive measures of inflaion, which are chosen based on sound saisical crieria and which are evaluaed according o heir abiliy o forecas inflaion. 1 Los auores son Asesor de la Gerencia de Esudios Económicos y Sub gerene de Invesigaciones Ecnómicas del BCN, respecivamene. El inerés sobre el ema del presene rabajo surgió de discusiones realizadas en las reuniones de seguimieno del programa moneario. Los auores agradecen a sus paricipanes por moivar las ideas aquí expuesas, especialmene a Ovidio Reyes, José Félix Solís y al residene del Fondo Moneario Inernacional, Joaquín Harnack. Para comenarios, favor conace a los auores a la siguiene dirección: Banco Cenral de Nicaragua; Km 7 Carreera Sur; Managua, Nicaragua; Aparado 2252, o al correo elecróico: lar@cm.bcn.gob.ni The auhors are Advisor of Economic Sudies and Depuy Manager of Economic Research, respecively. The ineres on his opic is he resul of discussions ha ook place in he moneary program review meeings. The auhors hank he paricipans for moivaing he ideas expressed herein, especially Ovidio Reyes, José Félix Solís, and he Inernaional Moneary Fund s residen, Joaquín Harnack. For commens, please conac he auhors a he posal address: Banco Cenral de Nicaragua; Km 7 Carreera Sur; Managua, Nicaragua; Aparado 2252, or reach hem hrough a: lar@cm.bcn.gob.ni 2

4 1. Inroducción La escuela monearisa reanudó el inerés en el esudio de la inflación como un fenómeno puramene moneario, sin efecos en variables reales como el empleo y la producción (Friedman, 1969). El precepo de que los precios son compleamene flexibles en el proceso de equilibrio de los diferenes mercados es fundamenal para la noción de que la ofera monearia evenualmene deermina el nivel general de los precios. Recienemene, sin embargo, ha surgido una exensa lieraura que sugiere que al menos en el coro plazo exisen cieras rigideces en el mecanismo de ajuse de los precios. Si las empresas incurren en cosos al ajusar los precios como consecuencia de cieras perurbaciones, sólo aquellas que desean cambios nominales susanciales ajusarían sus precios, sesgando así la disribución de precios relaivos, al iempo que se generan cambios en el nivel general de precios (Ball y Mankiw, 1995). Aún cuando el mecanismo de ajuse carece de rigideces, perurbaciones que sesgan la disribución de los precios relaivos, y al mismo iempo afecan la producción agregada de la economía, afecarían ambién el nivel general de precios. 2 Es de esperarse que algunos economisas consideren que los precios que conforman la canasa del IPC no varíen necesariamene de forma simulánea con el nivel general de los precios, sino más bien que en ocasiones exisan disparidades enre el IPC y el nivel general de precios, como consecuencia de variaciones en precios relaivos, cuyo origen radique en consideraciones ajenas a la insrumenación de la políica monearia (Maeos y Gayán, 1998). El propósio de ese ensayo es esudiar la esrucura de los precios relaivos en Nicaragua y basándose en ello, evaluar la validez del uso de medidas alernaivas de inflación en la insrumenación de la políica monearia. Si la esrucura de la disribución de los precios relaivos es al que el uso de indicadores alernaivos de inflación es apropiado, se procederá a evaluar esos indicadores, cuya elección se basará en crierios esadísicos definidos y cuyo desempeño se medirá por su capacidad de proyecar el cambio en el nivel general de precios. Dos aspecos moivan ese esudio. El primero es empírico: un número creciene de países uiliza medidas alernaivas de inflación en el coro y mediano plazo para esipular meas de inflación, las cuales son uilizadas como guía principal de su políica monearia. 3 La segunda moivación es esadísica: varios esudios ponen en evidencia que la disribución de precios relaivos no es normal, en el senido que al disribución es sesgada y con colas más anchas que las de una disribución normal. 4 2 Ese argumeno se susena en la eoría cuaniaiva del dinero. Si se supone que la ofera monearia es fija y que la velocidad de circulación es consane, una perurbación que afeca la producción oal conlleva necesariamene a un ajuse en el nivel agregado de precios. 3 Los países cuya guía principal de políica monearia es alguna medida de inflación son Ausralia, Canadá, Finlandia, Nueva Zelanda, Suiza, España y el Reino Unido. Oros países uilizan meas de inflación y de ipo de cambio, como Chile e Israel. De esos nueve países, cinco, Ausralia, Canadá, Finlandia, Nueva Zelanda y el Reino Unido, uilizaron medidas de inflación subyacene para esipular sus meas de inflación en 1998, al menos en el coro plazo (Khan y Parrish, 1998). 4 Enre oros, véase Bryan y Cecchei (1994), Bryan, Cecchei y Wiggins (1997), Bryan y Cecchei (1998) y Vining y Elwerowski (1976) para el caso de USA; Roger (1997) para el caso de Nueva Zelanda; Mio e Masahiro (1999) para el caso de Japón; Lach y Tsiddon (1992) para el caso de Israel; Rivas (2000) para el caso de Nicaragua. 2

5 De acuerdo a lo anes expueso, el puno de parida de ese análisis es la percepción de que el cambio de cada precio en la economía es la suma de dos componenes, un componene común y un componene específico. El componene común esá generalmene asociado a expansiones o conracciones monearias y/o a cambios en las expecaivas de los agenes económicos. Mienras ano, el componene específico esá asociado a perurbaciones en el secor específico en el que se forman ales precios, ya sean dichas perurbaciones ransiorias, como por ejemplo condiciones climaológicas que afecan los precios de producos agrícolas, o permanenes, como por ejemplo cambios ecnológicos. Si bien es ciero que las anomalías en la disribución de precios relaivos anes mencionadas hacen que, en el senido esadísico, la inflación dada por la asa de cambio en el IPC no sea la medida más eficiene del componene común de los precios, el IPC coninúa siendo el indicador con el mejor fundameno eórico que provee información de una muesra imporane de precios en la economía. Por esas razones, las diferenes medidas alernaivas de inflación aquí esudiadas corrigen de alguna manera el sesgo causado por la asimería de la disribución del componene específico, que en úlima insancia es lo que causa la asimería en la disribución de los precios relaivos. El méodo uilizado más comúnmene para la idenificación del componene generalizado de precios el cual es ambién uilizado por el Banco Cenral de Nicaragua es el de eliminar cieras caegorías de precios en la consrucción del IPC. En general los precios que a priori se consideran excesivamene voláiles, como energía y alimenos perecederos, son eliminados, mienras que las ponderaciones de los grupos o caegorías resanes se modifican para consruir un indicador alernaivo del componene común de los precios. Por supueso que esa meodología da lugar a la inerrogane de que si esa eliminación arbiraria de cieros precios desecha información perinene para la idenificación de dicho elemeno común. Exisen oras formas de idenificar el componene común de los precios. Algunas consisen en ponderar los diferenes precios de acuerdo a la inensidad o calidad de su señal inflacionaria, en lugar de usar las ponderaciones uilizadas en el cálculo del IPC (Wynne, 1997). Oras consisen en uilizar esimadores robusos de inflación, ambién denominados indicadores de influencia limiada, los cuales eliminan cieras caegorías de precios, eviando eliminar bienes que en algunos períodos son muy voláiles y en oros períodos no. Esas medidas se promueven argumenando que al ener un crierio esadísico definido de cómo se eliminan los precios, se minimiza la pérdida de información (Bryan y Cecchei, 1994). Finalmene, hay esimadores que se calculan a parir de la percepción de que el componene común de los precios es aquel que no afeca el produco real en el largo plazo (Quah y Vahey, 1995). El marco eórico en el que esos esimadores se susenan es la curva Phillips de largo plazo, la cual prescribe que en el largo plazo la inflación es un fenómeno de crecimieno de las magniudes nominales. Anes de explicar la organización de las secciones subsecuenes y de presenar el análisis economérico de los daos es muy imporane hacer énfasis en el principal argumeno. Hay cambios ransiorios en el IPC debido, enre oros facores, al exceso de volailidad en alguno de los precios que conforman su canasa, cambios esacionales o cambios en precios adminisrados y problemas de suminisro que evenualmene no afecan la inflación perinene desde el puno de Las consecuencias de esa esrucura de la disribución de precios relaivos para el caso de Nicaragua, se explican en dealle en las secciones subsecuenes. 3

6 visa de la políica monearia. Ese ipo de perurbaciones puede dar lugar a una inerpreación errónea del proceso inflacionario, especialmene si la políica monearia convalida esos cambios en la inflación, lo cual podría crear aún más volailidad en lugar de lograr la esabilidad deseada en el nivel general de precios, el principal objeivo de las auoridades monearias. Ese documeno esá organizado de la siguiene manera. La siguiene sección describe los daos e inroduce la noación básica. La ercera sección incorpora el marco analíico y esudia las caracerísicas esadísicas de los precios relaivos en Nicaragua. En la cuara sección se consruyen varios esimadores del componene común o generalizado de los precios y se esipulan los crierios uilizados para su selección. La capacidad de proyecar la inflación de las diferenes medidas se esudia en la quina sección. Finalmene, la sexa sección concluye con algunas recomendaciones de políica. 3. Daos y noación 3.1. Los daos Los daos uilizados consisen en un panel de 27 subíndices de precios durane el período enero 1988 a diciembre 1998, los cuales son uilizados en el cálculo del IPC por el BCN. Cada subíndice resume la información de precios de un grupo de bienes y servicios que comparen cieras caracerísicas en común. Las Gráficas 1 y 2 muesran respecivamene la inflación mensual y la inflación ineranual, según el IPC, el cual es, a su vez, un índice que resume la información de los varios subíndices de precios mencionados. Se puede noar que el período se caraceriza por una inflación excesivamene ala y voláil. De acuerdo a la Gráfica 2 la inflación en enero de 1989 respeco a enero de 1988 fue de aproximadamene 400% y con endencia a la baja después de un ineno, si bien infrucuoso, de esabilizar la economía a raíz de la hiperinflación enonces prevaleciene. En febrero de 1990 la inflación se había reducido a 200% respeco a febrero de 1989, solo para incremenar luego a 500% un año más arde. Sin embargo, la asa de inflación experimenó una caída abrupa con el programa de esabilización de marzo de 1991, ubicándose en menos del 20% después de 1992, echo por debajo del cual se ha manenido durane el reso de la década de los novena. La Gráfica 1 pone en evidencia que el proceso de generación de daos (PGD) de la inflación anes de la esabilización de marzo de 1991 difiere susancialmene con respeco al período poserior, por lo que el presene rabajo se enfoca en el período pos-esabilización (1991: :12). Además, hasa anes de 1991 el sisema de precios sufría de marcados conroles fiscales y los precios, por ende, no respondían a perurbaciones agregadas y secoriales como era de esperarse Noación 5 Algunos precios esán aún regulados como la gasolina, energía elécrica, agua poable, ranspore colecivo urbano e inerurbano y comunicaciones. 4

7 En adelane, el índice i en el período se denoa como p i, mienras que P denoa el nivel de precios o IPC. Debe noarse, como será explicado en dealle luego, que P es la media ponderada de los p i. La asa de inflación promedio dada por el índice i en un horizone de iempo τ se denoa: (1) π τ i 1 pi p = τ pi τ mienras que la inflación agregada media se denoa: (2) Π τ = r π τ i i i i τ, 5

8 3.0 GRAFICA 1 - Tasa de cambio mensual Muesra: 1988: GRAFICA 2 - Tasa de cambio ineranual Muesra: 1988:

9 en donde r i es la imporancia relaiva del subíndice i en el período. En el caso en que se omia el horizone τ, se enenderá que el horizone es de un mes ( τ = 1). Debe noarse que la imporancia relaiva del grupo i no es equivalene a la ponderación de ese grupo de bienes en el cálculo del IPC. Si la ponderación del subíndice i es w i, se puede demosrar que ri = wi pi τ w i i pi τ. Asimismo, por consrucción, se iene que w = = i i 1 r i i La disribución de los precios 4.1. Un marco de análisis simple Como se explicó previamene, el puno de parida en el cálculo de odos los indicadores alernaivos de inflación que se presenan en las secciones subsecuenes es que el cambio en cada precio de la economía es la suma de un elemeno común y de un elemeno específico. Uilizando la noación previa enemos la siguiene ecuación: c (3) π i = π + zi, c en la cual el π denoa el elemeno común (no depende de i) y z i denoa el elemeno específico del grupo de bienes i en el período. En el caso general de n grupos de bienes (n subíndices), si se supone que el vecor z = ( ) z1,..., zn iene una disribución normal con ( z ) = 0 E y 2 E z z = σ I n, en donde I n es una mariz idenidad de dimensión n n, enonces el esimador de máxima verosimiliud (EMV) del componene común del cambio en los precios es la inflación 1 media, n π. Es decir, si la disribución de los componenes específicos fuese normal, cada i i uno con una varianza consane e independiene de la variabilidad de los oros, un simple promedio ariméico de las inflaciones de los diferenes grupos de precios sería el mejor esimador, o EMV, del componene común de precios. Para que la asa de cambio en el IPC sea el EMV del componene común de la inflación es necesario hacer un supueso aún más resricivo. En ese caso, es necesario imponer la 2 1 resricción E z z = σ R, con R = diag[ r1,..., rn ]. Es decir, el elemeno en la mariz de varianza-covarianza correspondiene a cada componene específico necesia ser inversamene proporcional a la imporancia relaiva de ese grupo en la asa de cambio del IPC. Anes de pasar al análisis de los daos de precios es imporane recalcar como se raará de observar si los supuesos anes mencionados son válidos uilizando los daos de precios de Nicaragua. Si muliplicamos la ecuación (3) por r i y sumamos por grupos, se obiene la siguiene ecuación: c (4) r i iπ i = π + r i i zi 7

10 Bajo los supuesos anes mencionados, el valor esperado del segundo érmino del lado derecho de la ecuación (4) debería ser cero. Si los daos de precios uilizados indican que ese es el caso, el IPC sería el esimador más eficiene del elemeno común de precios. Si, por el conrario los daos de los precios indican lo opueso, el paso siguiene sería idenificar medidas alernaivas de inflación que esimen de la manera más eficiene el elemeno común de precios, c π.6 Como veremos a coninuación, en el caso de Nicaragua el valor esperado de ese elemeno no es cero al menos en el coro plazo, lo cual indica que las perurbaciones que afecan a los precios lo hacen de forma asimérica. Sin embargo, esas asimerías ienden a desaparecer en el largo plazo. De acuerdo a lo anerior y dadas las caracerísicas de los daos de precios en Nicaragua, las meas de inflación y su seguimieno deben realizarse de acuerdo a una combinación ópima de la asa de cambio en el IPC y algún indicador de inflación subyacene que recifique los problemas de medición del IPC. Para ener una mejor idea de lo discuido en la inroducción con relación a las diferencias enre el IPC y el nivel general de precios, la Gráfica 3 presena la inflación mensual en el IPC juno con la dispersión de los precios (DE) que conforman su canasa. Se puede observar que después del ajuse esrucural de 1994, la DE experimenó una reducción moderada, la cual dura por el período , con un ligero aumeno hacia finales de Asimismo, se puede noar que la inflación en el IPC y la DE ienen ciero grado de correlación. Lo que no es an aparene es cual de las dos variables es líder, aunque en muchos de los períodos la dispersión de los precios sigue de cerca la endencia inflacionaria. Esa relación enre la asa de cambio del IPC y la DE indica que, en períodos de ala inflación hubo exceso de volailidad en los precios, mienras que en períodos de baja inflación la volailidad de precios fue relaivamene moderada. 6 Es imporane mencionar que, en visa de que el IPC no incorpora cambios en subsiución, calidad, ec., muchos economisas descomponen r ) ( z i i i concenramos en el componene de ruido. E en un elemeno de ruido y oro de sesgo. En esa invesigación nos 7 El período corresponde a un ajuse esrucural que coadyuvó a esabilizar los precios. Una posible explicación del aumeno en la dispersión de los precios en 1998 podría ser los rasornos ocasionados por el huracán Mich. 8

11 6 4 GRAFICA 3 - Inflación mensual en el IPC (escala izquierda) y dispersión de los precios (escala derecha). Muesra: 1991: :12 Cambio porcenual en el IPC Dispersión de los precios Oro fenómeno imporane relacionado con la esrucura del proceso inflacionario es la relación enre la asa de cambio en el IPC y el sesgo de la disribución de los precios (S). La serie presenada en la gráfica 4 indica que, en general, la disribución de precios iende a sesgarse a la derecha (izquierda) en períodos en que la inflación en el IPC aumena (disminuye). Esa relación es indicaiva de que son cieros precios los que lideran la inflación en el IPC, con pocos precios ubicándose por encima y a gran disancia de la media, mienras que la mayoría de los precios se manienen por debajo y muy cerca de la media (sucediendo lo conrario cuando la inflación disminuye), lo cual raifica la noción de que los procesos inflacionarios de ala frecuencia pueden ser el resulado de perurbaciones que afecan el componene específico de los precios de forma asimérica y no de un cambio en el nivel general de precios, o inflación subyacene. 9

12 6 4 GRAFICA 4 - Inflación mensual en el IPC (escala izquierda) y sesgo de la disribución de los precios (escala derecha). Muesra: 1991: :12 Cambio porcenual en el IPC Sesgo de la disribución Propiedades esadísicas Core ransversal El observar cieras relaciones enre variables que a prima facie indican ser robusas no susiuye el análisis formal de los daos. Por ello y para verer más luz sobre las propiedades de las disribuciones de los precios se presena y comena la información conenida en la abla 1. Para cada uno de los horizones (τ = 1, 3, 6, 12, 24, 36) se calcularon los momenos de la disribución de las asas de cambio de los subíndices de precios en cada período desde junio de 1991 hasa diciembre de 1998, uilizando las ponderaciones usadas en el cálculo del IPC. De cada panel se obuvo series de iempo de la desviación esándar ponderada (DEP), el sesgo ponderado (SP) y de la curosis ponderada (KP) de las disribuciones. Lo que repora la primera abla son esadísicos descripivos esándares (a horizones raslapados) de esas res series de momenos de las disribuciones. 8 De acuerdo a los daos presenados en la abla 1, una caracerísica sobresaliene de las disribuciones de los cambios en los precios es que ienen una curosis ala. A la frecuencia mensual, esas disribuciones se caracerizan por una curosis que en promedio excede 6, con una 8 En el apéndice 1 de ese ensayo se explica en dealle como se obuvo la información que se presena en la abla 1. 10

13 desviación esándar de aproximadamene 6.4. Sin embargo, a medida que la frecuencia disminuye, la curosis ambién disminuye. A la menor frecuencia, correspondiene a un horizone de res años, la curosis disminuye a un promedio de 4, con una desviación esándar de an solo 1. Tabla 1: Esadísicas principales de los momenos ponderados de la disribución de los cambios en los precios uilizando los 27 subíndices del IPC para el período 1991: :12 DEP Horizone (meses) Media Desviación Esándar SP Horizone (meses) Media Desviación Esándar KP Horizone (meses) Media Desviación Esándar

14 Ora caracerísica imporane que la abla 1 nos permie idenificar es que a frecuencias alas, las disribuciones de los cambios en los precios ienden a esar sesgadas, con el sesgo en las disribuciones disminuyendo a medida que el horizone aumena. Cuando el horizone es de res años, el sesgo de las disribuciones de los cambios en los precios es an solo 0.06, con una desviación esándar de aproximadamene 0.8. Los parones anes mencionados indican que en el caso de Nicaragua la medición de la inflación esá sujea a un marcado ruido de ala frecuencia. Esadísicamene, eso equivale a decir que hay una ala probabilidad de que un subconjuno reducido de precios cambie susancialmene, generando las anomalías anes descrias, mienras que la mayoría de los precios se manienen relaivamene esables. Ese fenómeno crea una disparidad enre el cambio en el componene común de los precios y el cambio en el IPC, lo cual hace del úlimo una medida disorsionada del proceso inflacionario perinene para la políica económica en el coro plazo. El hecho que los daos indican que la curosis y el sesgo disminuyen de manera inversa a la frecuencia de cálculo de los momenos de las disribuciones implica que la medición de la inflación uilizando el IPC es una medida apropiada del nivel general de precios en el largo plazo. Series de iempo Anes de finalizar la cuara sección, se presena un análisis de series de iempo de la relación enre la inflación observada y la dispersión de los precios relaivos. Para ello se especifican dos modelos y los resulados se presenan en la abla 2. En el primer modelo se esudia el efeco que iene la inflación observada en la dispersión de los precios relaivos. El análisis incluye una variable dummy que oma el valor 0 hasa 1994:04 y 1 en el reso de los períodos. La variable dummy se incluye para corregir por el cambio esrucural en la dispersión de precios relaivos ocurrido en 1994:04. 9 Por ano, el primer modelo es dado por: (5) SD = φ0 + φ1π + φ2d + u en donde D represena la variable dummy. Con propósios comparaivos la abla 2 ambién repora el modelo 1 excluyendo la variable dummy. El segundo modelo descompone la serie de inflación en inflación esperada e inflación no esperada. En el anexo 2 se explica en dealle la esimación de la inflación esperada, mienras que la inflación no esperada se calcula de forma residual. En ese caso, el segundo modelo consise en la esimación de la siguiene regresión: (6) SD = φ 0 + φ1eπ + φ 2UΠ + φ3d + u 9 Rivas (2000) demuesra, aplicando la nueva meodología de Vogelsang (1997) para cambios esrucurales en la función de endencia de una serie de iempo, que exise evidencia esadísica para rechazar la hipóesis de una dispersión de precios relaivos media esable. 12

15 en la cual E denoa la inflación esperada y U la inflación no esperada. Los resulados reporados en la abla 2 indican que exise una relación posiiva y significaiva enre la dispersión en el cambio de precios relaivos y la inflación general observada y, a pesar de que ano la inflación esperada como la inflación no esperada afecan la dispersión en el cambio de los precios relaivos de forma posiiva, solo el efeco de la inflación no esperada es significaivo. Como en el caso del modelo 1, la abla 2 ambién repora los resulados del modelo 2 excluyendo la variable dummy. Debe noarse que en ambos casos la variable dummy resula en un modelo con una especificación superior. En ambos modelos el esadísico Durbin Wason esá más cerca de 2 cuando la variable dummy es incluida en la esimación y los crierios de información de Akaike y Schwarz ambos seleccionan las versiones de los dos modelos incluyendo la variable dummy. Finalmene, en ambos casos el esadísico Q no logra rechazar la hipóesis de no correlación serial. De hecho, las probabilidades (valores p) esán susancialmene por encima de 0.10 para 1, 3, 6 y 12 períodos de rezago. Debe noarse que a un período de rezago dichas probabilidades son mayores en el caso de los modelos que incluyen la variable dummy. Rivas (2000) encuenra que la variable dummy refleja que el inicio del programa de ajuse esrucural de 1994 redujo la dispersión en precios relaivos en poco más de 1 por cieno. El inicio del programa de ajuse esrucural vigene (período ) nos dará la oporunidad de esudiar si ales programas esán acompañados de una reducción significaiva de la dispersión en el cambio de precios relaivos. No obsane, al esudio endrá que esperar hasa después del año 2001 por razones de amaño de la muesra. 13

16 Tabla 2: Esimación del efeco de la inflación, la inflación esperada y no esperada en la disribución de los precios relaivos Modelo 1 Modelo 2 Regresores Dummy Sin Dummy Dummy Sin Dummy Consane 3.893*** 2.870*** 3.945*** 3.040*** (0.3698) (0.269) (0.5002) (0.405) Inflación 0.701*** 0.707*** (0.1468) (0.157) Inflacion esperada (0.3251) (0.339) Inflación no esperada 0.679*** 0.702*** (0.1751) (0.1826) Dummy *** *** (0.4252) (0.467) R R 2 Ajusado Durbin-Wason Cri. de Infor. Akaike Cri. de Infor. Schwarz Esadísico F Prob Esadísicos Q de Ljung-Box (1) Prob Esadísicos Q de Ljung-Box (3) Prob Esadísicos Q de Ljung-Box (6) Prob Esadísicos Q de Ljung-Box (12) Prob Noa: En el caso de los regresores, el error esándar se presena en parénesis. Niveles de significancia al 10%, 5% y 1% se denoan por *, **, ***, respecivamene. 14

17 Lo paradójico es que según los resulados obenidos en la esimación del segundo modelo, los cambios en la dispersión de precios asociados a cambios en la inflación observada son susciados por problemas de información imperfeca en las que los agenes carecen de la información necesaria para disinguir cambios en el precio paricular de cambios en el nivel general de precios según la eoría de Lucas (Lucas, 1973; Cukierman, 1984). La paradoja radica en que la relación enre la dispersión y la inflación ha sido aribuida a la eoría de cosos de menú, la cual deduce que al relación se debe a la rigidez del mecanismo de ajuse en los precios (Lach y Tsiddon, 1992). En lo que respeca a la relación enre en el sesgo de la disribución de los precios y la inflación observada, las cuales presenan una ala correlación, no se puede realizar un análisis similar al efecuado aneriormene. La razón es que como lo indica Rivas (2000), el análisis de la serie del sesgo de las disribuciones muesran que no se iene evidencia significaiva para el rechazo de la hipóesis de raíz uniaria y el proceso podría ser por ende no esacionario, mienras que la inflación observada es esacionaria. Una objeción válida a lo anerior es que el esadísico resulane de la esimación de la hipóesis de raíz uniaria puede esar sesgado a la baja debido a cambios esrucurales ocurridos durane el período bajo esudio. Pero Rivas (2000) ambién repora esadísicos ipo Wald para el esudio de cambios esrucurales y poder así corregir dicho sesgo. No obsane, los resulados indican que no hay suficiene evidencia para rechazar la hipóesis de que el sesgo de la disribución de precios es esable. En ese caso regresiones como las aneriores esarían mal especificadas. Los resulados presenados en esa sección muesran que la disribución de los cambios en los precios no ienen una disribución normal, al menos a horizones menores de res años. Esa regularidad empírica suscia una serie de pregunas. Si el IPC no es la mejor medida del componene común del cambio en los precios, exisen esimadores alernaivos de ese componene? Si esos indicadores exisen en el coro plazo, qué crierios se deben uilizar para resringir su número de forma que esén de acuerdo con los objeivos de la auoridad monearia? Una vez elegidos, bajo qué crierio se puede medir su desempeño? Finalmene y basado en las repuesas dadas a las pregunas aneriores, qué indicador puede ser uilizado para formular las bandas de inflación del programa moneario y que indicador puede ser uilizado para dar seguimieno al programa? La siguiene sección da respuesa a las pregunas de que indicadores exisen, los crierios uilizados para reducir el universo de indicadores exisenes y los crierios uilizados medir su desempeño. Las pregunas relacionadas con la fijación de la banda por fuera de la cual se necesiarían omar medidas de políica de corrección y el indicador uilizado para dar seguimieno a las meas inflacionarias se reservan para la sección de comenarios finales y recomendaciones. 5. Esimadores de Inflación Subyacene 5.1. Crierios de Selección Como se explicó en la inroducción, exisen un gran número de esimadores de inflación subyacene cuya elaboración se basa en diferenes crierios como la exclusión ad hoc de precios que se consideran alamene voláiles, la exracción de la señal inflacionaria de los disinos 15

18 precios, la formulación de indicadores de influencia limiada que no varían al ocurrir desviaciones en la normalidad de la disribución de los cambios en los precios, o la elaboración de medidas de inflación que consisen en aislar aquella pare del crecimieno en el IPC que no iene un impaco del mediano al largo plazo sobre la acividad económica real. Hay res crierios, sin embargo, que para propósios de políica, las medidas de inflación subyacene deberían saisfacer. Primeramene, cualquier indicador que se uilice para dar seguimieno a las meas de inflación preesablecidas debe ser compuable en iempo real. Con ese crierio se eliminan un gran número de indicadores que uilizan en su elaboración diferenes ipos de filros, como el bien conocido filro Hodrick-Presco, el cual no brinda información en iempo real por los ajuses que hace a las observaciones dispuesas en los exremos de la muesra (Baxer y King, 1995). Un segundo crierio es que las medidas en cuesión no esén sujeas a cambios en su serie hisórica cada vez que se incorporé una nueva observación. Medidas cuyas cifras previas necesian ser ajusadas cada vez que una nueva observación se incorpora son para la auoridad monearia difíciles de jusificar ane el público, paricularmene cuando exisen meas inflacionarias preesablecidas. Esa condición excluye indicadores que uilizan no solo información conemporánea de precios sino ambién información previa. El ercer crierio impueso es que los indicadores de la inflación subyacene sean consruidos con información proveniene exclusivamene de los daos de precios uilizados en la elaboración del IPC. Ese úlimo crierio podría ser cuesionado debido a que excluye las denominadas medidas de inflación laene, pero su imposición se debe a razones operaivas, ya que en Nicaragua no se cuena aún con un indicador de escala mensualizado. Los res crierios uilizados reducen el universo de medidas a res ipos: 1. Indicadores que excluyen cieros bienes considerados alamene voláiles 2. Esimadores que exraen la señal inflacionaria 3. Esimadores robusos de inflación o de influencia limiada A coninuación se explican algunos aspecos meodológicos generales y propiedades de esos esimadores. Dealles meodológicos se relegan al apéndice 3 de ese ensayo Eliminación de bienes voláiles Muchas oficinas de esadísicas, en su afán de esimar la inflación subyacene, excluyen cieros bienes o ejecuan cieras correcciones a la canasa del IPC, como por ejemplo la eliminación de alimenos perecederos o las correcciones hechas al IPC para eliminar el efeco de impuesos indirecos. El BCN elimina los grupos de precios de los secores de energía y alimenos en su consrucción de la medida oficial de inflación subyacene. Ese esimador cumple con las res resricciones impuesas por los crierios descrios en la sección previa. El hecho de que ese esimador es meeorológicamene sencillo de implemenar a popularizado su uso. Su cálculo es simple. Se eliminan los bienes que a crierio de la insiución se consideran alamene voláiles y luego se esipulan nuevas ponderaciones que consisen en dividir la 16

19 ponderación inicial de cada bien o servicio incluido en el cálculo del esimador de inflación subyacene por la suma oal de ales ponderaciones (ver apéndice 3). La eliminación de esos bienes, considerados alamene voláiles, se hace bajo la percepción de que la señal inflacionaria de un bien esá de alguna forma relacionada con la volailidad en su precio, pero la eliminación de los bienes no cumple con ningún crierio económico o esadísico. Un esimador cuya consrucción elimina cieros precios de manera arbiraria pero la cual coninúa uilizando las ponderaciones, si bien modificadas, del IPC, asume implíciamene que las ponderaciones de los bienes ienen un papel informaivo cenral en la consrucción del esimador. De ahí que la primera objeción del uso de ese ipo de indicadores para Nicaragua se susene en el hecho de que la eliminación de los bienes de los secores de energía y alimenos consiuyen en conjuno una ponderación de 0.59, lo cual podría resular en una gran pérdida de información del proceso inflacionario excesivamene. La gráfica 5 presena la asa de cambio en el indicador que excluye energía y alimenos, juno con la asa de cambio en el IPC GRAFICA 5 - Tasa de cambio en el indicador que excluye energía y alimenos Excluye energía y alimenos IPC

20 5.3. Exracción de la señal inflacionaria Ese indicador, al conrario del que excluye cieros bienes de manera arbiraria, no hace uso de las ponderaciones uilizadas en la consrucción del IPC. En ese senido los indicadores basados en la exracción de la señal inflacionaria de cada bien implemenan, de manera explícia, la idea de que la ponderación de cada bien es inversamene proporcional a la volailidad de su precio. Por lo que un argumeno a favor de ese ipo de indicadores es que reienen la información desechada por el indicador que excluye bienes arbirariamene. Por oro lado, asumiendo que la variabilidad en el componene específico de cada uno de los precios es consane en el iempo, el cálculo de esa medida es equivalene a esimar la ecuación (3) uilizando mínimos cuadrados generalizados (MCG), dándole cieros fundamenos esadísicos al indicador. La asa de cambio en el indicador de exracción de la señal inflacionaria y la asa de cambio en el IPC pueden ser comparadas en la gráfica GRAFICA 6 - Tasa de cambio en el indicador que exrae la señal inflacionaria 0.06 Exrae la señal inflacionaria IPC

21 5.4. Esimadores robusos: medias ponderadas runcadas Ora objeción al uso de indicadores que eliminan cieros precios de forma arbiraria es la basada en el argumeno de que el proceso inflacionario es un proceso dinámico, el cual no excluye la posibilidad de que cieros precios que ienden a ser voláiles en cieros períodos pueden permanecer esables en oros. 10 Críicas como la anerior y la asimería que la disribución de precios exhibe en el coro plazo han susciado el uso de indicadores de endencia cenral exenos o robusos a la ausencia de normalidad en la disribución de precios. Bryan y Cecchei (1993, 1994) inrodujeron ese ipo de indicadores por vez primera para la esimación de la inflación subyacene. Sin embargo, ese ipo de indicadores era ya bien conocido en la lieraura esadísica. Los indicadores de influencia limiada, como los denominaron Bryan y Cecchei (1993), perenecen al conjuno de esimadores runcados, que a su vez perenecen a un conjuno más amplio de esimadores denominados esadísicas de orden o de combinación linear (Huber, 1981). La venaja de esos esimadores es su nivel de generalización, ya que por ejemplo la media ponderada (o inflación en el IPC) y la mediana se obienen al runcar un 0 y un 50 por cieno de la disribución de los cambios en los precios. Ese aspeco de los esimadores runcados permien elegir el porcenaje ópimo a ser runcado. Si el nivel ópimo es cero, enonces el indicador runcado a uilizarse en la esimación de la inflación subyacene es la inflación en el IPC. La consrucción de los esimadores runcados, aparenemene difícil, es sencilla una vez enendido el objeivo. 11 Primeramene, se ordenan de menor a mayor las inflaciones dadas por los subíndices de cada grupo de bienes. Luego se ordenan de mayor a menor las imporancias relaivas de los bienes. Seguidamene, se definen las ponderaciones normalizadas y luego se runcan las disribuciones. El porcenaje elegido para runcar las disribuciones se hace en base de algún crierio. Una forma de elegir el porcenaje para runcar la disribución es la generación aleaoria de muesras de las inflaciones en los subíndices y calcular las desviaciones de cada una de esas muesras con respeco a una muesra de referencia. El porcenaje que minimiza esas desviaciones es luego elegido para runcar las disribuciones. Ese proceso es conocido como un experimeno Mone Carlo. La gráfica 7 nos permie comparar la asa de cambio en el indicador de influencia limiada, equivalene a una media runcada (15%), y la asa de cambio en el IPC. 10 Bryan, Cecchei y Wiggins (1997) encuenran que, en el caso de Esados Unidos, la frecuencia a la cual alimenos fuera del hogar (un componene del grupo de alimenos) aparecen en las colas de la disribución es exremadamene baja. Por ejemplo, si las colas de la disribución de precios se runcan un 9 por cieno, alimenos fuera del hogar son eliminados an solo 3 por cieno del iempo, indicando que su señal inflacionaria puede ser considerablemene ala. 11 Bryan, Cecchei y Wiggins (1997) muesran como se consruyen ese ipo de indicadores del nivel general de precios, lo cual se explica dealladamene en el apéndice 3 de ese ensayo. 19

22 GRAFICA 7 - Tasa de cambio en media ponderada runcada (15%) Media ponderada runcada IPC Desempeño de los indicadores de inflación subyacene 6.1. Esadísicos principales Es de esperar que las medidas alernaivas de inflación presenadas difieran enre sí en diferenes períodos y no sería sorprendene que cualquier similiud enre ellos no ocurra de manera sisemáica. Una manera de empezar a conocer las diferencias enre las medidas descrias en la sección previa es calcular y analizar los principales esadísicos. Poencialmene, el desempeño de las diferenes medidas puede evaluarse de acuerdo a varios crierios que dependen, evenualmene, del uso que se le dará al indicador. Dos de esos crierios de selección son el nivel de correlación con respeco a la asa de cambio en el IPC y la volailidad de cada indicador. De acuerdo a la correlación con respeco a la asa de cambio en el IPC, la mejor medida es la de exracción de la señal inflacionaria (0.88), seguida por el esimador de influencia limiada que runca el 15 por cieno de la disribución (0.68), lo que deja al indicador que excluye energía y alimenos en úlimo lugar (0.60) (ver la abla 3). Con respeco a la volailidad de las diferenes medidas, el parón es disino. La más voláil es la medida que excluye energía y alimenos con una desviación esándar de , seguida por el indicador de exracción de la señal inflacionaria ( ), resulando el indicador de influencia limiada que runca el 15 por cieno de la disribución como el menos voláil ( ) (ver abla 3). 20

23 Tabla 3: Mariz de correlación de los diferenes indicadores de inflación subyacene y oros esadísicos imporanes Correlación Muesra: 1991: :12 Exclusión de Exracción de Influencia limiada Inflación en el IPC energía y alimenos señal inflacionaria (media runcada-15%) Inflación en el IPC Exclusión de energía y alimenos Exracción de señal inflacionaria Influencia limiada (media runcada-15%) Esadísicos principales Muesra: 1991: :12 Exclusión de Exracción de Influencia limiada Inflación en el IPC energía y alimenos señal inflacionaria (media runcada-15%) Media Mediana Desviación esándar La uilización del primer crierio, el de la correlación con la asa de cambio en el IPC como medida del desempeño de los diferene indicadores, iene una desvenaja. El puno de referencia para medir el desempeño en base de ese crierio es la asa de cambio en el IPC, la cual no consiuye el mejor esimador del nivel general de precios en el coro plazo (desde el puno de visa de políica monearia) por las razones explicadas en la cuara sección. El segundo crierio no es ampoco el más adecuado por carecer de un marco de referencia con el cual comparar la volailidad de cada uno de las medidas. 21

24 6.2. Proyección de la inflación en el largo plazo Un crierio más sensao para medir el desempeño de los indicadores aquí esudiados es su capacidad de proyecar el nivel general de precios. La asa de cambio de largo plazo del IPC es un marco de referencia ópimo, ya que como hemos observado, el IPC es un buen indicador del nivel general de precios a horizones mayores a 36 meses. No obsane, en ese caso el problema radica en la elección de la asa de cambio de largo plazo en el IPC. Una forma sencilla y acepada es uilizar una media móvil como proxy de la asa de cambio del largo plazo en el IPC, por ello se consruyó una media móvil de 24 meses y se esudió la capacidad de cada uno de los indicadores (presenados en la cuara sección) de proyecar esa media móvil. 12 La abla 4 presena res esadísicos que facilian la evaluación y comparación de la capacidad de las diferenes medidas de proyecar la media móvil. Esos esadísicos son el error medio (EM), que cuanifica, en promedio, la magniud por la cual cada medida difiere de la inflación observada en el largo plazo; la raíz del error cuadrado medio (RECM) y el error absoluo medio (EAM), ambas medidas de exaciud o eficiencia en la proyección. Tabla 4: Desempeño de los indicadores de inflación subyacene en la proyección del nivel general de precios Muesra: 1991: :12 Indicadores EM EAM RECM Inflación en el IPC Exclusión de energía y alimenos Exracción de señal inflacionaria Influencia limiada (media runcada - 15%) Noa: Como proxy del nivel de precios se uilizaron medias móviles de 24 y 36 meses de la asa de cambio en el IPC. De acuerdo al EM, los res indicadores de inflación subyacene ienden a subesimar la media móvil. En ese senido, las res medidas de inflación subyacene son coherenes, siendo el indicador de exracción de la señal inflacionaria el que difiere en menor grado del nivel general 12 Ese ejercicio se repiió con una media móvil de 36 meses en lugar de 24 meses, pero los resulados fueron similares en érminos relaivos. Se eligió la media móvil de 24 meses ya que iene la venaja de generar un mayor número de observaciones. Nuevamene los dealles écnicos han sido relegados al apéndice 3. 22

25 de precios, seguido a su vez por el indicador que excluye energía y alimenos, lo cual ubica de úlimo al indicador de influencia limiada. No obsane lo anerior, en érminos de proyección el sesgo en el nivel del indicador dado por el EM, es inferior a la eficiencia de proyección del indicador, la cual se puede medir en base de los esadísicos RECM y EAM. En ese caso el indicador de influencia limiada se desempeña mejor que los demás sin ambigüedad alguna, seguido por el indicador que excluye bienes arbirariamene, el que a su vez es seguido por el indicador de exracción de la señal inflacionaria. 7. Comenarios y recomendaciones Esa sección iene res propósios. El primer propósio es el de resumir de forma punual los aspecos más imporanes de ese rabajo. El segundo es el de hacer cieras recomendaciones relacionadas a la fijación de las meas de inflación del programa moneario y su seguimieno. El ercer propósio es el de comenar sobre la imporancia de presar mayor aención a la evolución de los indicadores de inflación subyacene en el caso en que se decidiera pasar a oro régimen de políica. Después de leer ese ensayo queda claro, ano inuiiva como esadísicamene, que la inflación dada por el cambio porcenual en el IPC no es el mejor indicador del componene común del cambio en los precios que componen su canasa, al menos en horizones menores de 36 meses. Esa afirmación se susena en el hecho de que ano la dispersión de los precios relaivos como la curosis de la disribución de ales precios ienen un alo grado de correlación con la inflación dada por la asa de cambio en el IPC, lo cual indica que en el caso de Nicaragua la medición de la inflación esá sujea a un marcado ruido de ala frecuencia. La relación enre la dispersión de los precios relaivos y el cambio porcenual en el IPC es significaiva en el senido esadísico, aunque lo mismo no se pueda decir de la relación enre el sesgo de la disribución y la inflación observada, resulado quizá de un sesgo muesral. Asimismo, se enconró que bajo cieros crierios de selección, los cuales se eligieron en base de las necesidades de políica de la auoridad monearia, hay res medidas alernaivas de inflación que ienen una mayor eficiencia de proyección del nivel general de precios en el largo plazo que la inflación en el IPC. Se encuenra que de esas medidas, sobre la base de su volailidad y su capacidad de proyección, el indicador de influencia limiada, dado por la media runcada (15 por cieno), es sin ambigüedad el mejor de los res. No obsane lo anerior, el cambio porcenual en el IPC coninúa siendo, sobre odo en el largo plazo, un imporane indicador del proceso inflacionario y por ano su depuración y mejora debe permanecer enre los objeivos principales de la auoridad monearia, eliminado así oros problemas de medición asociados con su cálculo, como los son la depuración de las ponderaciones asignadas a los diferenes precios, la ampliación de la canasa de bienes y servicios uilizados en su elaboración y la incorporación de áreas geográficas que podrían proveer información imporane sobre la formación de precios en la economía. Con respeco a aspecos relacionados con el seguimieno del programa moneario, el cual considera como una de las variables de seguimieno el cambio en el nivel general de precios, se recomienda que la medida de referencia para el programa sea una media móvil de 36 meses del 23

26 cambio porcenual en el IPC, mienras que el indicador de inflación subyacene más eficiene sea la variable uilizada en el seguimieno del programa. El argumeno que sopora esa recomendación es simple y se basa en la evidencia empírica obenida en las secciones previas: el IPC es un buen esimador del nivel general de precios en el largo plazo y coninúa siendo el indicador con mayor capacidad de capación de odos los aspecos involucrados en el proceso de formación de los precios. No obsane, algunas de esas perurbaciones en la inflación observada son de carácer ransiorio y podrían conllevar a acciones de políicas innecesarias, las cuales simplemene convalidarían ales perurbaciones, pudiendo así causar una mayor volailidad en los precios. Por lo que para efecos de políica asociada con desviaciones de la banda de precios esipulada, el indicador de inflación subyacene permiiría un mayor grado de acción, eviando inervenciones premauras que podrían afecar la acividad real. Finalmene, si se uviese un indicador de acividad económica de ala frecuencia se podría pasar a un análisis más profundo de la capacidad de proyección de los indicadores de inflación subyacene uilizando curvas Phillips empíricas. Si se enconrase que los indicadores de inflación subyacene pueden ser uilizados para la proyección del nivel general de precios en el coro y mediano plazo, el oficializar esas medidas alernaivas de inflación sería un primer paso para considerar políicas alernaivas a la esabilización basada en el ipo de cambio, como lo son regímenes de meas de variables nominales como la inflación, el ingreso, una combinación de ambas y hasa un régimen de bandas cambiarias, en los cuales el proceso inflacionario ya no sería an predecible. 24