Proyecto Mediano. El Traspaso de Tipo de Cambio a Precios en la Economía Peruana: Talón de Aquiles del Esquema de Metas de Inflación?

Transcripción

1 Proyeco Mediano El raspaso de ipo de Cambio a Precios en la Economía Peruana: alón de Aquiles del Esquema de Meas de Inflación? Auores: Eduardo Morón (CIUP) Ruy Lama (UCLA) Concurso de Invesigación 2003 Consorcio de Invesigación Económica y Social

2 1. Inroducción El principal objeivo de la políica monearia implemenada por el Banco Cenral de Reserva (BCR) durane la década de los novena fue alcanzar un régimen de esabilidad de precios. Dicha mea se alcanzó exiosamene en relaivamene coro iempo en comparación con oras experiencias inernacionales. Uno de los principales pilares sobre el cual se baso la políica monearia fue el conrol esrico de los agregados de monearios. Para ello, se reformó el la ley Orgánica del BCR, oorgándole mayor independencia a la políica monearia con respeco al gobierno cenral, y eviándose así el financiamieno del défici fiscal mediane emisión monearia. Con la finalidad de consolidar el bajo nivel de inflación alcanzado, en enero del 2002 se inrodujo un esquema de objeivos de inflación, mediane el cual el BCR se compromee a meas explicia de inflación y comunica periódicamene las medidas de políica omadas para alcanzar los objeivos razados. El esquema hasa el momeno ha brindado resulados saisfacorios en cuano al conrol de la asa de inflación y el manejo de las expecaivas inflacionarias. o obsane, en un conexo de baja inflación, la implemenación de la políica monearia se vuelve más compleja en cuano la relación enre dinero y precios se orna inesable. Cualquier shock significaivo que afece a la economía, evenualmene puede generar un desvío de las meas de inflación no asociado a la políica monearia. Por consiguiene, resula de vial imporancia para la auoridad monearia enender los mecanismos mediane los cuales se propagan los shocks que enfrena la economía al nivel de precios con el fin de omar medidas de políica adecuadas. En una economía pequeña y abiera como la peruana, el ipo de cambio iene un rol fundamenal en la deerminación de los precios. Una depreciación cambiaria repercue en la esrucura de cosos del secor privado ano a ravés de los 2

3 pasivos denominados en moneda exranjera como en el precio de los insumos imporados. De esa forma, dependiendo como reaccionen las empresas a las variaciones del ipo de cambio, las flucuaciones cambiarias pueden rasladarse con disinos grados de inensidad al nivel de precios. El efeco final del ipo de cambio al nivel de precios puede cuanificarse a ravés de un coeficiene de raspaso o pass-hrough. Dicho coeficiene puede omar valores en el inervalo [0,1], donde 0 indica que los precios no reaccionan al ipo de cambio, y 1 que el nivel de precios se ajusa proporcionalmene a variaciones en el ipo de cambio 1. Se han realizado numerosas invesigaciones con el fin de cuanificar el coeficiene de raspaso, y explicar las diferencias exisenes a ravés de países. A nivel empírico, Goldfajn y Werlang (2000) evalúan cuaro posibles variables que afecen el grado de pass-hrough: Las posición cíclica de la economía, el ipo de cambio real, el enorno inflacionario y el grado de aperura. A ravés de la meodología de daos de panel encuenran que en economías emergenes el coeficiene de pass-hrough es reducido cual el ipo de cambio real se encuenra apreciado. Ello implica que bajo dicha circunsancia, las devaluaciones nominales cumplen el rol de equilibrar el ipo de cambio real. Por ora pare, para países desarrollados un enorno de baja inflación reduce el efeco del ipo de cambio sobre el nivel de precios. Para el caso de los países desarrollados, McCarhy (2000) esima un modelo de Vecores Auorregresivos (VAR) en el cual incorpora una cadena de disribución. Los resulados de las esimaciones indican que el coeficiene de raspaso es mayor en países con un alo grado de aperura comercial. A nivel eórico, aylor (2000) sugiere que en un enorno de baja inflación las firmas pierden la habilidad de raspasar incremenos de cosos al precio del bien final. El argumeno para dicha hipóesis consise en que el nivel de inflación esa correlacionado posiivamene con la persisencia de la inflación. De esa forma, a 1 En algunos esudios se obienen resulados fuera de ese inervalo. Ver Goldfajn y Werlang (2000), 3

4 bajas asas de inflación, shocks a los cosos marginales son percibidos como ransiorios, por lo que las firmas los amoriguan a ravés de los márgenes de ganancia. En ese senido, el grado de pass-hrough de acuerdo a aylor es dependiene del régimen inflacionario. Por ora pare, Krugman (1987) y Dornbusch (1987) sosienen que el passhrough del ipo de cambio es bajo en países desarrollados debido a la exisencia discriminación de precios de ercer grado enre países 2. Ane cambios en el ipo de cambio, la ley de un solo precio deja de cumplirse debido a que los mercados para algunos ipos de bienes se encuenran segmenados. Bajo dicha segmenación, las firmas no reajusan sus precios en moneda local ane variaciones del ipo de cambio, con el fin eviar disminuir su paricipación en los disinos mercados que operan. A ravés de ese mecanismo, el nivel de precios deja de esar relacionado con variaciones en el ipo de cambio. En una economía pequeña y abiera el mecanismo de pass-hrough del ipo de cambio es disino al observado en los países desarrollados. Bursein y oros (2002), esudian las causas de un coeficiene de pass-hrough bajo en los recienes episodios de crisis cambiarias en economías emergenes. Para ello, evalúan un modelo de equilibrio general con microfundamenos donde los facores que logran explicar un raspaso limiado de ipo de cambio a precios son: i) la exisencia de cosos de ranspore y disribución para los bienes ransables y ii) la susiución enre bienes imporados y locales por pare del las firmas y los consumidores. El efeco de los cosos de ranspore y disribución, rae como consecuencia que el precio final de los bienes ransables incorpore un componene elevado de bienes y servicios no ransables. Dicha esrucura de cosos reduce la paricipación efeciva de bienes ransables en la economía, por lo que el impaco 2 Dicha discriminación de ercer grado a nivel inernacional se le denomina en la lieraura pricing-o-marke. 4

5 del ipo de cambio en los precios es limiado. Por oro lado, la susiución enre bienes imporados y locales (que por lo general presenan un menor precio) genera que en el índice de precios al consumidor reaccione en una proporción baja al incremeno del ipo de cambio. En el caso peruano, el elevado nivel de dolarización real y financiera vuelve a la esrucura de cosos de las firmas alamene dependiene del ipo de cambio 3. De esa forma, la economía peruana debería esar sujea a un mayor passhrough del ipo de cambio con respeco a oros países emergenes. En un esquema de meas de inflación resula indispensable conocer en profundidad cual es el impaco del ipo de cambio en el nivel de precios ane diversas condiciones macroeconómicas y en disinos niveles de la cadena de producción (imporadores, producores de bienes inermedios, o producores de bienes finales). En ausencia de esa información, se corre el riesgo de omar medidas de políica inadecuadas, lo cual evenualmene puede llevar a mellar la credibilidad del Banco Cenral para cumplir las meas de inflación propuesas. El objeivo de esa invesigación es brindar un conocimieno deallado acerca de cómo responde el nivel de precios al ipo de cambio, y evaluar su poencial impaco sobre las principales variables macroeconómicas en la economía peruana. El documeno se encuenra dividido en cinco secciones. En la primera se muesran los hechos esilizados de la relación exisene enre diversos índices de precios y el ipo de cambio. En la segunda, se realiza una esimación del coeficiene de pass-hrough a ravés de disinos secores de la cadena de disribución (imporadores, mayorisas y minorisas). En la ercera, se esima el coeficiene de pass-hrough a parir de una nueva curva de Phillips. En la cuara, se calibra un modelo de equilibrio general con microfundamenos que incorpore un nivel de pass-hrough variable. Dicho modelo es úil para analizar la reacción de las principales variables macroeconómicas ane disinos shocks (monearios, 3 80 por cieno del credio privado esa denominado en dólares, mienras que los insumos imporados represenan 30 de la producción del secor indusrial. 5

6 de producividad, o de la asa de inerés inernacional) bajo disinos supuesos de pass-hrough. En la úlima sección, se evalúan los resulados empíricos de las esimaciones y se dan recomendaciones de políica. 2. Hechos esilizados Anes de esimar el coeficiene de raspaso, es imporane ener en cuena la dinámica exisene enre depreciación e inflación. A parir de la evolución de los series de precios y ipo de cambio podemos ener una primera aproximación acerca de cómo ha evolucionado el coeficiene de raspaso en los úlimos años. Para ener un marco de referencia base, conviene parir de la eoría más simple que relaciona el nivel de precios con el ipo de cambio: la Paridad de Poder de Compra (PPC). Básicamene la PPC esablece que ane la exisencia de arbiraje en el mercado de bienes, los precios deberían igualarse enre países ajusados por el ipo de cambio nominal. Si asumimos que la PPC se maniene de manera aproximada para los bienes imporados enonces se debería cumplir la siguiene condición: P = E P M * (1) o expresado en asas de crecimieno: M p ˆ = eˆ + pˆ * (2) Asumiendo que el nivel de precios inernacional es consane, la PPC implica que la correlación enre la inflación de bienes imporados y la depreciación cambiaria debería ser aproximadamene igual a 1. Por ora pare, el Índice de precios al por mayor de bienes nacionales puede aproximarse por una combinación de los precios de insumos imporados e insumos nacionales. Si asumimos una función de producción Cobb-Douglas, obenemos el siguiene índice de precios al por mayor: 6

7 P W = M ( ) α 1 P ( P ) α (3) Donde α es la proporción de los cosos oales asociados a los insumos imporados. La ecuación (3) expresada en asas de crecimieno es equivalene a: pˆ W = αpˆ M + (1 α) pˆ (4) Bajo el supueso de que el precio de los insumos domésicos es consane, enonces la correlación enre la depreciación y la inflación de los bienes al por mayor es equivalene a α. Finalmene, ane la presencia de cosos de disribución, el índice de precios al consumidor quedaría definido de la siguiene forma: P C = φ P W (5) Donde φ es el margen de disribución 4. Dicho margen represena odos los cosos asociados al ranspore y disribución de bienes. Si expresamos (5) en asas de crecimieno y asumimos que el margen de disribución es aproximadamene consane, enonces obenemos: pˆ = C pˆ W (6) A parir de (6) se puede concluir que la correlación enre la asa de crecimieno del índice de precios al consumidor y el ipo de cambio ambién será aproximadamene igual a α. 4 En la prácica, el IPC incorpora el precio de los bienes imporados. Sin embargo, los bienes imporados ienen una ponderación relaivamene baja en el índice. Asimismo, el análisis de la descomposición de la varianza que se desarrolla en la siguiene sección, indica que el efeco de los precios imporados sobre la inflación es bajo. 7

8 Los insumos imporados en la economía peruana represenan aproximadamene 1/3 de la producción manufacurera. Si calibramos el parámero α=1/3, y asumimos que se cumplen los supuesos aneriores para la economía peruana, enonces el índice de precios imporados esaría perfecamene correlacionado con el ipo de cambio, mienras que el índice de precios al por mayor y al consumidor endrían una correlación igual a 1/3. Es evidene que dichos supuesos son resricivos, pero resulan imporanes considerarlos como puno de parida para idenificar las variables que afecan el coeficiene de raspaso. En la abla 1 se puede apreciar la correlación enre ipo de cambio y los índices de precios para disinas frecuencias (Anual, rimesral y Mensual) y disinos rezagos. Es ineresane noar que bajos los supuesos aneriores, la aproximación eórica es cercana a los daos rimesrales de las disinas medidas de inflación. La eoría de la PPC es una buena descripción para el índice de precios imporados. Por ora pare, los precios al por mayor y al consumidor ienen una correlación con el ipo de cambio menor a uno debido en pare a la ponderación de los bienes imporados en los índices. La diferencia enre los daos y la predicción eórica puede ser explicada por facores ales como la presencia de pasivos dolarizados, cambios en los márgenes de disribución, o por la influencia de shocks nominales que afecen simuláneamene al ipo de cambio y al nivel de precios 5. En las figuras 1-3 se muesra la evolución del ipo de cambio y los disinos índices de precios para una periodicidad anual. En las series se observa que la inflación bienes imporados iene un comporamieno similar a la depreciación cambiaria. Los shocks de ipo de cambio se ransmien de manera casi insanánea a los producos imporados al por mayor. Por oro lado, los índices de precios al consumidor y al por mayor de bienes nacionales no iene una relación esable con la depreciación cambiaria. A parir de julio de 1998, cuando se inicia la crisis rusa, hasa febrero de 2000 la depreciación anual supera 5 Dicha idea se desarrolla con mayor profundidad en la siguiene sección. 8

9 largamene las asas de inflación. Uno de los posibles facores que puede explicar el quiebre de la relación enre precios y ipo de cambio es el efeco conracivo de la depreciación cambiaria. Anes una abrupa depreciación del ipo de cambio real, se acivan los mecanismos de hoja de balance (Céspedes y oros, 2000) lo cual genera un efeco adverso sobre la demanda agregada, y a su vez debilia el poder que ienen las firmas para rasladar los cambios en cosos marginales al nivel de precios. Poseriormene al 2000, la correlación enre inflación y deprecación vuelve a ser elevada. En las figuras 4-9 observamos las series con una periodicidad rimesral y mensual. En dichos gráficos se puede apreciar que en un nivel de frecuencia menor, los precios de los bienes imporados reaccionan inmediaamene a variaciones del ipo de cambio. Por el conrario, los oros índices de precios son más esables en comparación con la depreciación cambiaria. Ese comporamieno de los precios para frecuencias mas bajas es un indicador de la exisencia de rigideces nominales en el coro plazo. En una economía con precios compleamene flexibles, los precios deberían reaccionar insanáneamene ane cambios en la esrucura de cosos. Sin embargo, dicho supueso no se observa en la prácica. En promedio las firmas deciden amoriguar el impaco del ipo de cambio, ajusando los márgenes de ganancias en lugar de rasladar los mayores cosos al precio final del bien. Dicha observación moiva la esimación de una nueva curva de Phillips, con el fin de cuanificar cuan imporane son las rigideces nominales en la deerminación del pass-hrough. En la figura 10 se aproxima el coeficiene de pass-hrough mediane la correlación de los úlimos 12 meses enre la depreciación cambiaria y las disinas medidas de inflación. En el caso del índice de precios imporados se observa que la correlación es cercana a uno y esable a ravés del iempo. Por el conrario, los oros índices muesran un coeficiene correlación inesable. Es imporane ener en cuena que la asociación enre la depreciación y la inflación 9

10 se ha incremenado en los úlimos años, lo cual inroduce una resricción adicional a la políica monearia. Cuando la asociación enre depreciación e inflación es mayor, el BCR va a ener una mayor propensión a inervenir en el mercado de divisas para amoriguar el impaco inflacionario de flucuaciones cambiarias. Finalmene, en la figura 11 se muesra una comparación de las correlaciones enre depreciación e inflación para una muesra de economías pequeñas y abieras 6. A parir del grafico se puede apreciar que en promedio exise una diferencia enre las economías que presenan asas de inflación alas y bajas. Mienras que en el caso de Chile, México, y Perú la correlación enre la depreciación y la inflación ha sido cercana a 1 a mediados de la década del novena, para Canadá ha sido negaiva. Esa observación es consisene con la eoría propuesa por aylor (2000) en la cual, el enorno inflacionario influye en el coeficiene de raspaso del ipo de cambio. Sin embargo, dado el bajo nivel de inflación exisene en la economía peruana, es sorprendene ver que la correlación enre ipo de cambio y nivel de precios sigue siendo elevada en comparación con oros países. Dicha información nos lleva a evaluar los posibles facores que influyen en el coeficiene de pass-hrough. Una esimación mediane Vecores Auorregresivos nos puede dar luces acerca de los deerminanes del coeficiene de raspaso. Dicha esimación se desarrolla en la siguiene sección. 3. Medición del Pass-hrough incorporando la cadena de disribución En esa sección se analiza la dinámica de precios y ipo de cambio siguiendo las meodologías de Winkelried (2003) y McCarhy (2000). El raspaso de ipo de cambio a precios se esima a ravés de un sisema de Vecores Auorregresivos en el cual se incorpora la cadena de disribución en el secor producivo. En 6 Si bien Canadá se encuenra en el G-7, para efecos prácicos se considera una economía pequeña. La definición de economía pequeña que empleamos consise en que el país no iene la posibilidad de modificar la asa de inerés inernacional. 10

11 11 oros érminos, se analiza la ransmisión del ipo de cambio a ravés de res eapas: i) imporadores, ii) producores mayorisas iii) minorisas. Debido a los cosos de disribución y ranspore, la proporción efeciva de los bienes imporados va a ser menor en las ulimas dos eapas. Ello implica que los precios al por mayor y al consumidor deberían ener un coeficiene de raspaso inferior al de los precios imporados. Dicho modelo permie ener un conocimieno mas ransparene acerca de como se ransmien los shocks de ipo de cambio a cada una de las eapas. El modelo se resume en las ecuaciones (1) (8). Cada variable del sisema se encuenra explicada por dos componenes: el valor esperado en el período anerior de la variable en cuesión y una combinación lineal de las perurbaciones esrucurales del modelo 7. s s s ε ) (π E π + = 1 d s y E y ε ε +α + = 1 1 ) ( ~ ~ e d s e E e ε ε β ε β = ) ( m e d s m m E ε ε γ ε γ ε γ π π = ) ( w i e d s w w E ε ε θ ε θ ε θ ε θ π π = ) ( c w i e d s c c E ε ε φ ε φ ε φ ε φ ε φ π π = ) ( pm c w i e d s i E i ε ε ρ ε ρ ε ρ ε ρ ε ρ ε ρ = ) ( dd pm c w i e d s m E m ε ε η ε η ε η ε η ε η ε η ε η = ) ( Denro del modelo se pueden disinguir res bloques imporanes. En primer lugar en (1), (2) y (3) se modela el secor real y el ipo de cambio en la 7 La combinación de las perurbaciones del modelo se obienen a parir de la descomposición de Cholesky. Ver Hamilon (1994). (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)

12 economía. La primera ecuación incorpora la variación en el índice de precios de combusibles (π s ), que consiuye un variable proxy de los choques a la ofera agregada 8. La segunda ecuación modela la evolución de perurbaciones a la demanda agregada, a ravés de la dinámica de la brecha del produco ( ~ y ). La ercera, incluye la depreciación nominal del ipo de cambio. El segundo bloque esa compueso por las ecuaciones (4), (5) y (6) que represenan la cadena de disribución en el secor producivo. La cadena de disribución se ha modelado en res eapas que incluyen la variación de los precios en moneda local de los imporadores (π m ), los producores mayorisas (π w ) y los minorisas (π s ) 9. Es imporane ener en cuena las inerrelaciones exisenes en el modelo. La cadena de disribución se ha modelado asumiendo que las perurbaciones en el precio de las imporaciones afecan el precio de los mayorisas, y a su vez esos afecan los precios de los minorisas. Por ora pare, la cadena de disribución se encuenra sujea a shocks del secor real y de ipo de cambio. Finalmene el ercer bloque esa dado por el secor moneario compueso por las ecuaciones (7) y (8). La ecuación (7) represena una función de reacción del Banco Cenral dada por la asa de inerés de coro plazo en el mercado moneario (inerbancaria en moneda nacional) que depende del esado de la economía, y la ecuación (8) consiuye una función de demanda por dinero. El sisema se esima bajo dos supuesos que son imporanes ener en cuena. En primer lugar se asume que las expecaivas condicionales en el periodo -1 esán dadas por una proyección lineal sobre el rezago de las ocho variables del 8 McCarhy(2000) uiliza la variación en el precio del peróleo expresado en moneda local, mienras que Winkelried (2003) emplea la diferencia enre la asa de inflación del IPC, y la asa de inflación subyacene. Dicha variable incorpora odo el componene de la inflación generado principalmene por choques a la ofera agregada. 9 Dichos precios se pueden aproximarse a ravés del Índice de Precios al por Mayor de Producos Imporados (π m ), el Índice de Precios al por Mayor de Producos acionales (π w ), y el Índice de Precios al Consumidor (π m ). 12

13 sisema. Bajo ese supueso se puede esimar el sisema mediane la meodología esándar de vecores auorregresivos. Por oro lado, se emplea la descomposición de Cholesky para idenificar los shocks esrucurales del modelo. Bajo dicha meodología es necesario asumir ciero ordenamieno de las variables. El ordenamieno propueso es consisene con las invesigaciones previas y con la inuición económica acerca de la relación de causalidad enre las variables. La esimación del VAR brinda res ipos de información relevane sobre los mecanismos de ransmisión del ipo de cambio a precios: i) Medición del impaco de un shock de ipo de cambio en las diversas asas de inflación ii) Medición de la imporancia del ipo de cambio en la volailidad de los precios en cada eapa de la cadena de disribución, iii) Medición del coeficiene de pass-hrough del ipo de cambio En cuano al primer y segundo puno, se pueden analizar las funciones de impulso respuesa y la descomposición de la varianza de la inflación para las res eapas en la cadena. La función de impulso respuesa brinda información acerca de la dinámica de inflación debido ane el impaco de shocks esrucurales de la economía. En ese documeno nos concenramos en la influencia de los shocks cambiarios en los diversos índices de precios. Por ora pare, la descomposición de la varianza cuanifica la imporancia de la volailidad cambiaria en la volailidad de los diversos índices de precios. La descomposición de la varianza permie evaluar la imporancia de las inervenciones cambiarias exclusivamene desde el puno de visa del conrol de la variabilidad inflación. Con respeco al ercer puno, a parir del VAR es esima el coeficiene de passhrough de acuerdo con la siguiene definición 10 : 10 Ver Winkelried (2003) 13

14 φ, k j= 0 = j= 0 π e + j k ε + j k ε + j + j (9) El numerador mide el impaco acumulado sobre la inflación de una perurbación de la variable k. El denominador mide el impaco acumulado del mismo shock sobre la depreciación cambiaria. eóricamene podría argumenarse que el valor de ese coeficiene se encuenra acoado en el inervalo [0,1] 11, no obsane en la evidencia empírica muchas veces se encuenran valores fuera de ese rango 12. Cabe desacar que en definición (9) es lo suficienemene general como para medir el pass-hrough originado por cualquier perurbación (ε k ) en el modelo. De esa forma puede evaluarse como varía el pass-hrough de acuerdo al ipo de shock que afece la economía. En el análisis de los mecanismos de ransmisión ambién es imporane realizar pruebas de Granger-Causalidad. Si bien dichas pruebas se realizan sin omar en cuena el modelo VAR, permien obener información acerca de cuan úil es el ipo de cambio en la predicción de la inflación fuura. Los resulados de esa prueba presenan implicancias de políica monearia. El número de rezagos y la dirección de causalidad del ipo de cambio a precios permien evaluar la perinencia de las inervenciones cambiarias para el conrol del nivel de inflación. A coninuación, se muesran los resulados de las esimaciones de los punos mencionados aneriormene. 11 En un caso exremo la esrucura de coso de las firmas puede enconrarse indexada compleamene al ipo de cambio (φ=1), o en su lugar esar cubiera compleamene conra el riesgo cambiario (φ=0). 12 Goldfjan y Werlang (2000) y McCarhy (2000) 14

15 3.1. Pruebas de Granger Causalidad En esa sección se analizan las pruebas de Granger Causalidad para disinos pares de variables del modelo 13. La Granger- Causalidad no se inerprea de la misma forma que causalidad simple enre dos variables 14, sin embargo, por simplicidad vamos a usar los dos érminos indisinamene en ese documeno. La abla 2 muesra las pruebas de causalidad para odas las variables que represenan precios en el modelo. La prueba F indica que la causalidad de ipo de cambio a los res índices de precios es esadísicamene significaiva. Ello implica que variaciones en el ipo de cambio ayudan a predecir el comporamieno fuuro de la inflación. o obsane, la relación de causalidad es más robusa para el caso de los precios imporados. Oro resulado a ener en cuena es que el índice de precios al por mayor ambién iene una relación de causalidad con el índice de precios al consumidor. Dicha relación es significaiva al 5 por cieno. Las pruebas de Granger-causalidad brindan ciera información acerca de la exisencia de mecanismos de ransmisión en la cadena de disribución. El esadísico F indica que exise una relación secuencial en la rasmisión del ipo de cambio a los disinos precios de la cadena de disribución, y del secor mayorisa a los precios finales de los bienes. Sin embargo, el análisis previo se basa en la esimación de modelos VAR bivariados. Con el fin obener una información mas deallada acerca de los mecanismos de ransmisión, esimamos el conjuno de ecuaciones (1)-(8). 13 En el apéndice 1, se puede enconrar una descripción de las variables empleadas para la sección 3 del documeno de invesigación. x no 14 La secuencia { x } no Granger-causa { y } =0 si es que los valores pasados de { } =0 =0 y. ayudan a predecir valores fuuros de { } =0 15

16 3.2. Esimación del modelo de Vecores Auorregresivos En la abla 4 se muesra el modelo VAR esimado en forma reducida. El número de rezagos ópimo se obuvo a parir de los crierios de información de Akaike y Schwarz. Bajo dichos crierios an solo un rezago resula apropiado para esimar el modelo. A parir de ese modelo, y asumiendo la esrucura de Cholesky para los perurbaciones esrucurales, se puede obener información de los mecanismos de ransmisión a parir de las funciones de impulso respuesa y la descomposición de la varianza. Los parámeros del modelo, a pesar de que represenan una forma reducida, ambién nos puede dar ciera información acerca de la dinámica del modelo. Si observamos los parámeros ubicados en la diagonal de la abla 4, se observa que odas las variables ienen un componene auorregresivo persisene y significaivo al 5 por cieno. El impaco de la depreciación cambiaria en el periodo (-1) sobre la inflación en el periodo, es posiivo pero no significaivo para odos los índices de precios. Los coeficienes son consisenes con los valores mosrados en las correlaciones de la abla 1. El efeco es mayor para los bienes imporados, y ese va decayendo en los siguienes niveles de la cadena de disribución. La ecuación de la asa de inerés inerbancaria se puede inerprear como la función de reacción del banco cenral. La asa de inerés responde posiivamene a la asa de inflación, y la depreciación cambiaria. La elasicidad con respeco al produco no es significaiva, lo cual conrasa con la especificación de una regla monearia a la aylor. Ello se debe a que el mercado financiero no es lo suficienemene profundo como para que la asa de coro plazo enga un impaco significaivo sobre la demanda agregada. Finalmene, se observa que exise un coeficiene de ajuse parcial de la asa de coro plazo, lo cual es consisene con la lieraura de esimación de reglas monearias. Usualmene dicho coeficiene es 16

17 cercano a uno, sin embargo como en ese caso se esa rabajando con la primera diferencia de las asas de inerés, se obiene un coeficiene menor Funciones de Impulso Respuesa y Descomposición de la Varianza En las figuras se muesran las funciones de impulso respuesa y la descomposición de varianza del VAR. En las figuras 12 14, se presena como reaccionan los disinos precios de la cadena de disribución a shocks exógenos de ipo de cambio. En la figura 12, ane un shock exógeno de ipo de cambio de 1 por cieno, el índice de precios imporados se incremena en 0.6 por cieno. El impaco sobre los precios imporados decrece de manera de monoónica a ravés del iempo, y presena una vida media de 4 meses. Como era de esperarse el impaco sobre los oros índices de precios es menor. Después de cuaro meses, el shock sobre el precio de los bienes al por mayor iene un efeco máximo de 0.1 por cieno. Finalmene para el caso del índice de precios al consumidor, el impaco máximo es de 0.1 por cieno y se da después de 8 meses. Los resulados empíricos son consisenes con el supueso de la exisencia de una cadena de disribución. Los cosos de ranspore y disribución ienen un rol en la amoriguación del impaco del ipo de cambio sobre el nivel de precios. Ello se evidencia ano en la magniud como en el rezago exisene en la ransmisión del ipo de cambio al nivel de precios. ambién es imporane ener en cuena cómo afeca la políica monearia a los disinos índices de precios. Para ello se evalúa en las figuras cual es la dinámica de las diferenes medidas de inflación ane un shock de asa de inerés inerbancaria de 1 por cieno 15. El índice de precios imporados iene una mayor reacción a los movimienos del insrumeno de políica monearia, con un impaco máximo de -0,2 por cieno en 4 meses. La asa de inerés inerbancaria iene un impaco menor sobre los oros índices. La desinflación máxima 15 El shock se inerprea como un incremeno en 100 punos básicos en la primera diferencia de la asa de inerés inerbancaria. Se rabaja con la primera diferencia, para eliminar la raíz uniaria en la serie. 17

18 alcanzada en el caso de los precios de bienes al por mayor es de 0.05 por cieno, y en el caso de los precios al consumidor el efeco máximo es de 0.07 por cieno. El índice de precios al consumidor presena el máximo efeco al cabo de res meses, mienras que en el caso de los precios al por mayor se da a los 7 meses. El hecho de que la asa inerbancaria afece en una mayor proporción a los precios imporados, indica que la políica monearia iene un mayor impaco a ravés del canal de ipo de cambio en comparación con el canal crediicio 16. Dicha caracerísica de los mecanismos de ransmisión es relevane para analizar la ineracción de la políica monearia con el coeficiene de raspaso. Al respeco, se muesran algunos resulados en la sección 3.4. En las figuras se presena la descomposición de la varianza de los disinos índices de precios. En dichos gráficos se descompone la varianza del error de predicción de las series en diversas fuenes de shocks. Esa descomposición permie ener un conocimieno acerca del grado de endogeneidad de cada variable. Si el error de predicción de una variable es explicada en su oalidad por su propio shock esrucural, enonces dicha variable se considera exógena. Por el conrario, si explicada compleamene por oros shocks esrucurales, enonces dicha variable se considera endógena. En la prácica se observa que las series analizadas se encuenran en una siuación inermedia, y a parir de la descomposición de la varianza se puede esablecer el grado de exogeneidad de la misma. En el caso de los precios imporados, el 56 por cieno de la varianza del error de predicción de largo plazo es explicado por movimienos en el ipo de cambio. El segundo componene más imporane en el largo plazo es el shock relacionado al mismo índice de precios imporados, el cual represena 13 por cieno. El índice de precios al por mayor depende en 60 por cieno de su propia perurbación esrucural, y menor medida del índice de precio a los combusibles. 16 A parir del canal crediicio, movimienos en la asa de inerés deberían afecar direcamene a la demanda agregada. 18

19 El segundo efeco viene dado por los cosos asociados al ranspore y disribución de los bienes. Finalmene, el índice de precios al consumidor, depende en 40 por cieno de los movimienos de los precios al por mayor y en 30 por cieno de los movimienos en la misma variable. Las funciones de impulso respuesa y descomposición de la varianza corroboran lo que se observa en los daos. El ipo de cambio se ransmie con disinos grados de inensidad a los diferenes niveles de la cadena de disribución. El impaco es significaivamene mayor para el precio de los bienes imporados en comparación con los oros índices de precios. Oro efeco adicional que se ha idenificado a ravés de la descomposición de la varianza es el impaco de los precios mayorisas a los precios del consumidor. Es imporane ener en cuena esa inerrelación al momeno de predecir los movimienos fuuros de la inflación. Para saber la causa de la esrecha conexión enre ambas variables, es necesario ener un mayor conocimieno de la esrucura de mercado, para idenificar si exise poder para la fijación de precios a nivel mayorisa, o si los cosos de disribución son relaivamene consanes al que la correlación enre ambos índices de precios es elevada. Una vez obenida la dinámica de los precios ane shocks de ipo de cambio, conamos con la información suficiene para esimar el coeficiene de passhrough. Dichos valores se reporan en la siguiene sección Esimación del Coeficiene de raspaso de ipo de Cambio a Precios En esa sección se esima se esima el coeficiene de pass-hrough uilizando la definición (9). Evaluamos como reaccionan los disinos precios en la cadena de disribución ano a un shock esrucural de ipo de cambio, como un shock de políica monearia. La primera medición permie cuanificar el impaco del ipo de cambio sobre los precios, aislando los oros shocks que pueden afecar la 19

20 economía. La segunda brinda información acerca de cual es el movimieno conjuno de los precios y el ipo de cambio ane cambios en la políica monearia. Es imporane poder disinguir el coeficiene de raspaso bajo esos dos escenarios, con el fin de evaluar cuan apropiada es una inervención cambiaria desde el puno de visa del conrol de la inflación. En la figura 21 se muesra la evolución del coeficiene de pass-hrough de largo plazo para un horizone de 24 meses. El raspaso del ipo de cambio a precios de las imporaciones, de los bienes al por mayor y de los bienes finales es de 80, 30 y 20, respecivamene. De acuerdo a esimaciones previas, el pass-hrough de largo plazo para la economía peruana se encuenra en un rango de valores que va de15 a 100 por cieno 17. El coeficiene esimado en ese caso se encuenra cercano a la coa inferior, debido a que se considera un periodo muesral en el cual la asa de inflación es reducida 18. La recomendación de políica si consideramos dicho nivel de pass-hrough seria inervenir de manera limiada en el mercado cambiario. Un incremeno de 1 por cieno en la depreciación cambiaria solo afeca el índice de precios al consumidor en 0,2 por cieno. Sin embargo, las fuenes que afecan la variación del ipo de cambio pueden ser diversas. En la figura 22, consideramos el caso en el cual el origen del shock es un cambio en la políica monearia. Bajo dicho escenario se encuenra respuesa disina del índice de precios al consumidor. El nivel de pass-hrough se incremena de 20 a casi 50 por cieno. Con esas dos esimaciones se obiene ciera evidencia empírica que el passhrough no es invariane a la fuene del shock. Cuando el origen es un shock esrucural de ipo de cambio, el cual se puede inerprear como un shock real, el nivel de pass-hrough es relaivamene bajo. Por el conrario, cuando exisen variaciones en el ipo de cambio asociadas a cambios en la ofera monearia, el 17 Ver Winkelried (2003). 18 En la sección 2 se muesra que la correlación enre depreciación e inflación es cercana a 1 hasa la primera miad de la década de los novena. 20

21 ipo de cambio afeca en una magniud superior al nivel de precios. De esa forma resula necesario desde el puno de visa de la políica monearia idenificar apropiadamene las fuenes de las variaciones del ipo de cambio. Mienras que bajo un shock moneario, resula apropiado inervenir en el mercado cambiario para miigar el impaco inflacionario de la depreciación, bajo un shock real una inervención podría ser innecesaria dado que el riesgo de inflacionario es limiado. 4. Esimación de una ueva Curva de Phillips al como se señaló aneriormene, en un conexo de baja inflación, la implemenación de la políica monearia se orna más compleja en cuano la relación de dinero y precios se orna inesable. En ese senido, esudiar la dinámica de coro plazo de la inflación oma mayor imporancia. En los úlimos años la modelación eórica de la dinámica de coro plazo de la inflación ha sufrido imporanes avances. aylor (1980) consruyó uno de los modelos macroeconómicos de primera generación de la eoría neo-keynesiana de expecaivas racionales en el cual los salarios se ajusaban gradualmene. Para la segunda generación, las rigideces nominales se rasladaron a los precios. Se rabajo con modelos de compeencia imperfeca para explicar el efeco de la producción en el dinero cuando los precios esaban sujeos a cosos de ajuse El modelo Las firmas son idénicas y producen y uilizando mano de obra (l) e insumos imporados (z) : 1 + a2li + ( 1 a2 y = a ) z (10) i 21

22 La demanda de cada firma esá dada por y d f, donde f es el logarimo del número de firmas idénicas. La curva de demanda enfrenada por cada firma será: y di = η ( ~ p p) + y i d f (11) Donde pi es el precio de la firma i, p es el nivel de precios y η es la elasicidad de demanda. De aquí se obiene que el precio que maximiza los beneficios en el largo plazo esá dado por: ~ p di = log n n + MC = m + MC = m + a a2w (1 a2 ) p * (12) Donde el precio p di se fija cargando un margen (m) sobre el coso marginal (MC). Para realizar la simulación de los efecos del ipo de cambio sobre el nivel de precios modelamos el Coso Marginal de la misma forma en que lo hacen García y Resrepo (2001), haciendo que ése dependa de la producividad media del rabajador, la inflación y la posición de la economía en el ciclo (oupu gap). m = c1 + c2q + c3 ( y y ) + c4 p (13) Esa expresión puede ser aproximada a: ~ p di * = ( a1 + c1) + a2 ( w q ) + (1 a2 ) p + c3 ( y y ) + c4 p (14) Donde p* represena los precios de los insumos imporados ajusados por el ipo de cambio nominal, w-q es el salario menos la producividad media del rabajador (coso uniario de la mano de obra). En esa especificación se impone la resricción a2 = c2 que implica que la proporción de ingresos es independiene del nivel de producividad en el largo plazo. 22

23 4.2. El problema La ecuación esrucural que omamos sigue la lieraura de la ueva Curva de Phillips. Se desprende de un esquema de firmas en compeencia imperfeca en el cual los precios nominales son rígidos o se ajusan lenamene. Al igual que García y Resrepo (2001), aplicamos el modelo LQAC desarrollado por Roemberg (1982). En ese modelo las firmas evalúan el coso de cambiar sus precios versus el coso de esar alejadas del precio que la firma elegiría en caso de que no exisieran cosos de ajuse, ese precio puede ser omado como el precio ópimo o el precio de equilibrio de largo plazo, considerando que los precios son rígidos en el coro plazo. min E { p + i } i= 0 β [ θ ( p ~ p ) + ( p p ] 2 + i + i + i + i 1 (15) donde E es el operador de esperanza condicional al se compleo de información pública, β es el facor subjeivo de descueno ineremporal, θ es el parámero de coso relaivo, p~ denoa el precio ópimo y p el precio corriene. Después de reordenar las expresiones derivadas del problema, la ecuación de Euler puede expresarse como: [ p p ] ~ e p + i = β p + i + 1 θ + i + i (16) donde denoa la inflación esperada. Si bien las serie p es inegrada de e p+ i+ 1 orden 1, segunda expresión de la mano derecha comprende la diferencia enre el nivel de precios corriene y el nivel de precios de largo plazo. En ese senido, esa diferencia, por consrucción, debería desaparecer en el largo plazo, por lo que no enconramos inconvenienes en imponer el supueso de coinegración de las series. Asimismo, al esar considerando al precio ópimo como un precio de 23

24 equilibrio, decidimos dejar de lado la posición del ciclo, ya que en el esado esacionario ésa es cero. Seguidamene reemplazamos hallada en (5). De esa forma, el modelo a esimar queda definido por: β e p = p θ c4 θ 1 θ c 4 p~ por la expresión * [ p ( a + c ) a ( w q ) (1 a ) p ] Al considerar expecaivas en la deerminación del nivel de precios fuuro, uilizamos para la esimación el Méodo Generalizado de Momenos. De esá forma hacemos orogonal el error de predicción a un se de información (variables insrumenales), así se considera que los agenes esán omando oda la información relevane en el momeno para deerminar el esperado del nivel de precios de (17) Las variables uilizadas fueron las siguienes (odas en logarimos, salvo por la inflación): Inflación rimesral (IFL) Índice de Precios al Consumidor (LIPC) Coso de la mano de obra (LS) Índice de Precios de Imporaciones (LIPC_IM) ipo de Cambio S/. por US$ (LC) 24

25 Los resulados que arroja el modelo son los siguienes: Esimaion Mehod: Generalized Mehod of Momens (Marquard) Included observaions: 42 oal sysem (balanced) observaions 42 o prewhiening Bandwidh: Fixed (3) Kernel: Quadraic Simulaneous weighing marix & coefficien ieraion Convergence achieved afer: 43 weigh marices, 44 oal coef ieraions Coefficien Sd. Error -Saisic Prob. C(1) C(2) C(3) C(4) Deerminan residual covariance J-saisic Equaion: IFL-C(1)*IFL(+1)+C(2)*(LIPC-C(3)-C(4)*LS-(1- C(4)) *(LIPC_IM*LC)) Observaions: 42 S.E. of regression Sum squared resid Durbin-Wason sa *El se de insrumenos uilizados es: Consane, Inflación (-1 a 4), coso de la mano de obra(-1 a -3), nivel de precios(-1), ipo de cambio(-1 a 3). La prueba J acepa el se de insrumenos. Los coeficienes hallados muesran los signos esperados. Sorprende sin embargo el poco peso de la mano de obra denro de la función de producción y la deerminación del nivel de precios de largo plazo. Probablemene eso se deba a la simplificación excesiva que se genera al no considerar explíciamene al capial denro de esá función o a lo resricivo del supueso de aar el salario a la producividad media del rabajador. 25

26 4.3. PASSHROUGH Para calcular los efecos de una devaluación sobre la inflación se oma cieros supuesos. En primer lugar se maniene fijo el coso uniario de la mano de obra y el índice de precios de las imporaciones. Para aislar el efeco del ipo de cambio se fija la inflación esperada en cero. En ese escenario, se inroduce un shock permanene de 10% sobre el nivel del ipo de cambio y se simula las sendas del ipo de cambio y el nivel de precios domésico. Cabe indicar que se raa de un shock no anicipado por los agenes y que no se considera ningún ipo de acción por pare del Banco Cenral. El efeco obenido es de alrededor 1.3% sobre inflación acumulada, es decir que el passhrough hallado es aproximadamene 13.4%. El lapso en el cual se complea es relaivamene exenso (70 rimesres) IFLACUM Efecos de una devaluación del 10% sobre la Inflación El resulado nos muesra un passhrough relaivamene bajo si consideramos los valores hallados bajo oras meodologías y que iene efecos en un plazo 26

27 exenso. Eso se explica por la forma de modelar la dinámica de precios. Al considerar el nivel de precios esperado para la formación del nivel de precios acual, se esá a su vez incorporando en esa relación los efecos de una devaluación esperada en el nivel de precios, por ende, los efecos del ipo de cambio reflejados en los parámeros serán sólo aquellos no considerados denro de la inflación esperada. De esa manera se esaría subesimando el passhrough, al sólo considerar los efecos no anicipados de una devaluación, en lugar de su impaco oal en el nivel de precios. 5. Incorporación del Pass-hrough Incompleo en un Modelo de Equilibrio General En esa sección se presena un modelo dinámico de equilibrio general que oma en cuena la evidencia empírica obenida a ravés de las meodologías aneriores. El marco eórico es el de una economía pequeña y abiera que presena rigideces nominales en el secor no ransable y cosos de disribución en el secor ransable. Mediane esos dos supuesos es posible obener un pass-hrough incompleo del ipo de cambio al nivel de precios. Las rigideces nominales generan que las firmas reajusen sus precios lenamene ane cambios en el coso marginal. De esa forma el modelo permie modelar siuaciones en los cuales los shocks que enfrene la economía afecen al ipo de cambio nominal, más no así los precios del secor no-ransable en el coro plazo. Por ora pare los cosos de disribución rompen la relación dada por la PPC en el secor ransable. Asumiendo la PPC en el secor ransable el pass-hrough seria perfeco, mienras que con cosos de disribución el precio final del bien ransable no responde en la misma proporción a variaciones en el ipo de cambio. El objeivo de consruir el modelo es conar con una herramiena de análisis acerca del posible impaco de diversos shocks sobre el nivel de precios y el produco asumiendo disinos niveles de pass-hrough. En ese senido, la 27

28 finalidad del modelo es realizar un análisis sobre el impaco de un pass-hrough incompleo sobre las principales variables macroeconómicas, y evaluar cual es la respuesa de políica mas apropiada para disinos escenarios del coeficiene de raspaso. Una vez planeado el modelo se procederá a calibrar los parámeros al que sean consisenes con las variables de largo plazo de la economía peruana. Para algunos parámeros que no puedan esimarse debido a la fala de información esadísica, se asumirán los valores generalmene usados en la lieraura. El méodo de solución del modelo es el propueso por Schmi-Grohé y Uribe (2004). Bajo dicho meodo se realiza una aproximación de segundo orden de las condiciones de primer orden del problema de equilibrio general. De acuerdo con Kim y Kim (2003) dicha meodología permie esimar correcamene el impaco en el bienesar de disinas reglas de políica monearia. Una vez resuelo el modelo, se derivaran funciones de impulso respuesa para evaluar la dinámica de coro plazo de la economía. Asimismo, evaluaremos un ranking de políicas monearias alernaivas omando en cuena el coso en erminos de bienesar asociado a las flucuaciones de consumo y empleo del agene represenaivo. A coninuación se describe la esrucura general del modelo, y se muesran los resulados de las simulaciones de disinas reglas de políica monearia Consumidores Es esándar asumir en modelos dinámicos 19 un agene represenaivo que busca maximizar ineremporalmene su uilidad en un horizone de iempo infinio: E = β U ( C, C, L ) 0 0 (18) 19 Ver Cooley (1995) 28

29 En ese modelo asumimos que el agene represenaivo escoge un plan opimo de consumo de bienes ransable (C ), consumo de bienes no ransables (C ), y la ofera de rabajo (L). Las decisiones del consumidor se encuenran limiadas por una resricción presupuesaria que se cumple en cada periodo: (1 + χ( V ))( P C W L + Q K + P + S B R * C * ) + S B + M 1 * Π + M + + P X ( = 0,1,2...) (19) K + 1 = X + ( 1 δ ) K + φ( K + 1 K ) ( 19a) V = P C + P M C ( 19b) * * * B B ; B0, M 1 dado ( 19c) La resricción presupuesaria esablece que el mono oal de gasos (lado izquierdo de la ecuación) no puede ser mayor que los ingresos (lado derecho). El primer érmino del lado izquierdo de la desigualdad consiuye el gaso en bienes de consumo ransables y noransables. Dicho mono esa muliplicado por una funcion que represenan los cosos de ransacción asociados a la compra de dichos bienes. Los Cosos de ransacción χ(v) pueden ser reducidos al incremenar la velocidad del dinero v 20. El segundo y ercer érmino esa compueso por el gaso en bonos inernacionales y saldo de dinero, respecivamene. El ulimo componene del gaso esa dado por la inversion, que permie aumenar el sock de capial en la economia al como se esablece en la ecuación (19a) Con dicho supueso se puede obener una demanda por dinero que dependa de la asa de inerés. 21 En la ecuación de acumulación de capial se considera una función de ajuse φ(k +1 -k ) que se inroduce con la finalidad de reducir la volailidad de la inversión. En Schmi-Grohe (1998) se explica que en los modelos de economías pequeñas y abieras la inversión iende a ser exremadamene voláil por lo que es necesario inroducir esa función de ajuse para que el modelo sea consisene con los daos. 29

30 Los ingresos vienen dados por el lado izquierdo de la desigualdad. Esos incluyen los ingresos laborales (W L ), los ingresos de capial (Q K ), el saldo de bonos inernacionales del periodo anerior (B ) muliplicado por la asa de inerés inernacional (R * ), el saldo nominal de dinero del periodo anerior, las uilidades de las firmas y ransferencias monearias del gobierno. Las condiciones de primer orden del agene represenaivo esan dadas por: U U C C = P P (20) U U L [ 1+ χ ( V ) + χ ( V ) V ] C = W P (21) U C = λ 1+ χ( V ) + χ ( V ) V ] λ [ = +1 + * βe [ R λ ] 1 (22) (23) λ [ φ ( K K )] = βe [ λ 1((1 + Q 1 δ + φ ( K 2 K 1))] λ+ 1 P = β E[ ] R λ P (1 χ ( V ) V ) = R (24) (25) (26) La ecuación (20) deermina la demanda relaiva de bienes de bienes ransables con respeco a bienes no-ransables en función del precio relaivo de los bienes no-ransables (P/P). La ofera de rabajo esa definida por la ecuación (21), la cual iguala la asa marginal de susiución enre ocio y consumo ransables con el salario real en érminos de bienes ransables. Adicionalmene el érmino 1+ χ ( V ) + χ ( V ) V ] represena el impaco que iene los cosos de ransacción en [ la ofera de rabajo. El agene represenaivo decide cuano inverir en bonos inernacionales y capial, de acuerdo con las ecuaciones de Euler (23) y (24). La ecuación (25) define la asa de inerés nominal domesica en función de las uilidades marginales del consumo. Finalmene la ecuación (26) deermina la 30