INFLACIÓN Y DEPRECIACIÓN EN UNA ECONOMÍA DOLARIZADA: EL CASO DE BOLIVIA*

Transcripción

1 INFLACIÓN Y DEPRECIACIÓN EN UNA ECONOMÍA DOLARIZADA: EL CASO DE BOLIVIA* LUIS FERNANDO ESCOBAR PATIÑO PABLO HERNÁN MENDIETA OSSIO * Se agradecen los comenarios de María Angélica Aguilar y Humbero Arandia. Su conenido es de exclusiva responsabilidad de los auores y no compromee la opinión del Banco Cenral de Bolivia o de sus auoridades.

2 RESUMEN El rabajo examina empíricamene la magniud del coeficiene de raspaso del ipo de cambio nominal a los precios inernos ( pass-hrough ) en Bolivia, uilizando disinas meodologías de vecores auoregresivos. Los resulados indican que la magniud de ese coeficiene es relaivamene mayor a la enconrada para economías vecinas (incluyendo la experiencia peruana, que posee caracerísicas similares en cuano a dolarización se refiere), lo que reflejaría el grado de compromiso del público con el ipo de cambio como ancla nominal. Es probable que la caída observada en el coeficiene de raspaso en los úlimos años esé relacionada con la casi nula modificación de los precios adminisrados de los hidrocarburos y, no con una caída esrucural como en el caso de oras economías. El rabajo confirma la relación no lineal enre la inflación y la depreciación, aunque disina a la obenida aneriormene en oros esudios: una mayor asa de depreciación incremena rápidamene el raspaso y hace que el efeco sea más variable; mienras que menores asas de depreciación reducen de forma gradual el coeficiene de raspaso. Finalmene, se obuvo una esimación del coeficiene de raspaso esperado, que resuló cercano a la unidad y que difiere del raspaso efecivo, mosrando el rol crucial que iene el ipo de cambio como ancla nominal de las expecaivas de los agenes económicos. Clasificación JEL: C3, E31, F31, F41 Palabras clave: Inflación, Depreciación, Vecores Auoregresivos Correos elecrónicos de los auores: fescobar@bcb.gov.bo pmendiea@bcb.gov.bo

3 3 Cuando el dólar sube, odo sube Opinión de un oyene en el programa Voz Popular de Radio Panamericana de Bolivia (Agoso de 004) 1. INTRODUCCIÓN No cabe duda que los mecanismos de ransmisión de la políica monearia difieren enre países, de acuerdo con las caracerísicas insiucionales y esrucurales que posean. En el caso de economías alamene dolarizadas el canal más imporane esá relacionado con el ipo de cambio, que acúa como el ancla nominal de las expecaivas de los agenes. Exise evidencia que sopora esa noción para el caso boliviano (Orellana e al, 000). En ese senido, se debe reconocer que en ese ipo de economías, una depreciación nominal no necesariamene conduce a una depreciación real, pues dado que el ipo de cambio es crucial en la formación de las expecaivas de los agenes económicos, un fenómeno de ese ipo podría raducirse en un alza de los precios inernos, con lo cual el ipo de cambio real quedaría inalerado y el impulso a la acividad, a ravés del secor ransable, podría ser nulo. Denro de ese conexo, un concepo clave de análisis es el coeficiene de raspaso de la depreciación a la inflación (o pass-hrough), que mide la variación acumulada de los precios inernos debido a una variación (ambién acumulada) del ipo de cambio. Si dicho indicador es cercano o mayor a la unidad, enonces ese insrumeno es efecivo en el conrol de los precios inernos, pero no así en la acividad económica. Al respeco se deben hacer dos observaciones. La primera se refiere a la dinámica implícia que coniene; eso significa que el raspaso es una cuesión más bien de grado que de orden. En el caso de las economías abieras, se podría observar un coeficiene disino para diferenes periodos de iempo. Incluso en un principio podría ornarse negaiva, para aumenar paulainamene. Y desde deerminados análisis eóricos, en el largo plazo podría llegar a ser uno. El oro aspeco se refiere a la discrepancia que podría exisir enre el raspaso esperado y el efecivamene observado. La diferencia podría deberse, por ejemplo, a problemas de credibilidad de la auoridad (Ize y Powell, 004). Para cuanificar ese fenómeno para el caso boliviano se uilizarán enfoques basados en Vecores Auoregresivos (VAR). Los dos primeros se uilizarán para evaluar la magniud del raspaso efecivo, mienras que un ercero inenará medir el raspaso esperado. La primera meodología va en la línea iniciada por McCarhy (1999) para países indusrializados y modificada para economías emergenes en esudios subsecuenes. La venaja de ese enfoque de VAR esrucural es que permie comparar el raspaso con oros países. La segunda meodología consise en el enfoque de coinegración, la cual además permiirá obener una función de políica monearia para el ipo de cambio. Finalmene, para medir el raspaso esperado se uilizará la descomposición esrucural de acuerdo con el crierio de Blanchard y Quah (1989), con el fin de obener la inflación esperada, para poseriormene realizar análisis de coinegración habiual enre esa variable y la depreciación esperada, implícia en las ransacciones en moneda nacional y exranjera. El principal apore de ese documeno es cuanificar el coeficiene de raspaso, con el fin de invesigar las condiciones para efecuar políica monearia a ravés del ipo de cambio en una economía alamene dolarizada como la boliviana, en el senido de afecar (por lo menos emporalmene) las variables reales de la economía que esán relacionadas con el ipo de cambio real. O alernaivamene, la capacidad de la auoridad monearia para esabilizar la inflación (efeciva y esperada) a ravés de movimienos del ipo de cambio. Denro de las principales conclusiones, se desaca el hecho que el coeficiene de raspaso no ha permanecido esable, sino por el conrario, habría variado en función a la asa de depreciación y, probablemene, a la políica de precios adminisrados. El grado de dolarización implicaría un coeficiene de raspaso del ipo de cambio mayor al de los precios exernos, que en su caso llega a ser prácicamene uno para la relación enre la inflación y depreciación esperadas. Ese úlimo aspeco significaría que los agenes económicos se encuenran expecanes acerca de la evolución del ipo de cambio, en una magniud mayor a la que efecivamene se observa hisóricamene.

4 4 El documeno se organiza como sigue. Luego de esa inroducción, se revisa la lieraura empírica inernacional y concenrada en el caso boliviano sobre el coeficiene de raspaso. Poseriormene se uilizan dos VAR para analizar la evolución de ese coeficiene en los úlimos años. La cuara sección obiene la inflación esperada para luego analizar el coeficiene de raspaso esperado. La úlima sección enumera los principales hallazgos del documeno y esablece una agenda enaiva para la fuura invesigación al respeco.. BREVE REVISIÓN DE LA LITERATURA EMPÍRICA SOBRE TRASPASO Esa sección revisa los principales esudios sobre el raspaso de depreciación a inflación ano del caso más general sobre la evidencia inernacional, como de la paricular experiencia boliviana..1 EVIDENCIA INTERNACIONAL La línea de invesigación que dio un impulso renovado al esudio empírico del coeficiene de raspaso es la de McCarhy op. ci., donde se esudia el impaco de los ipos de cambio y de los precios de imporación sobre los precios domésicos. Básicamene, la meodología consise en un modelo de cadena de disribución de precios esimada a ravés de un VAR recursivo, aplicada a un conjuno imporane de países indusrializados. 1 Una caracerísica sobresaliene es que se mide el efeco de la depreciación en cada eapa de la cadena (precios de imporadores, mayorisas y consumidores finales). Su moivación más imporane es explicar la endencia decreciene de la inflación en esos países a parir de las apreciaciones de las monedas nacionales y el consecuene descenso en los precios de los arículos imporados. El planeamieno del modelo esimado esablece que la inflación en cada segmeno de la cadena se explica por diversos componenes relacionados a la inflación esperada (dada la información disponible), los shocks de demanda y ofera, los shocks exernos (a ravés del ipo de cambio y de los precios imporados) y shocks idiosincrásicos a cada segmeno. Esos shocks podrían racionalizarse como cambios en el poder para fijar precios y márgenes de comercialización de las firmas en cada segmeno. Consecuene con los resulados inuiivos, los precios de las economías analizadas caen frene a una apreciación del ipo de cambio, cuyo efeco es menor en la medida que se avanza en la cadena de disribución. Por su pare, los coeficienes de raspaso serán más alos en la medida que exisa una mayor aperura (en el senido de paricipación de las imporaciones en el produco), mayores niveles de compeencia y menor volailidad del ipo de cambio y del produco. Por ora pare, los precios responderían posiivamene a cambios en los precios imporados, en mayor magniud que frene a shocks del ipo de cambio. En ambos casos, el raspaso no llega a ser compleo. Finalmene, se encuenra que los facores mencionados (ipo de cambio y precios imporados) explican sólo una pare de la variación de los precios de consumo. Esa meodología ha sido aplicada a varias economías indusrializadas y emergenes, 3 enre ellas algunas de Lainoamérica como Brasil, Chile, Colombia y Perú, modificando pare de su esrucura en consideración a las caracerísicas ípicas de esas economías así como a la disponibilidad de información. En el caso de Brasil, Belaisch (003) uiliza disinos índices de precios para medir el raspaso y concluye que el coeficiene de raspaso ha ido cayendo en comparación con esudios realizados aneriormene para ese país; y, que dicho coeficiene es menor a los obenidos en oros países lainoamericanos. La baja magniud enconrada se explicaría por la reducida aperura exerna de la economía brasileña, la subesimación de los producos no ransables en los índices de precios, la inflexibilidad de precios (incluso de las imporaciones), la susiución de 1 A saber, Esados Unidos, Japón, Alemania, Francia, Reino Unido, Bélgica, Holanda, Suecia y Suiza. Oros esudios en la misma línea comprenden a Mihailov (003) para Esados Unidos, Japón y Alemania; y, Hahn (003) para la Zona del Euro. 3 Para las economías emergenes no lainoamericanas véase Gain-Turkalj y Pufnik (003) para Croacia; Berben, Berk y oros (00) y Buddhari y Chensavasdijai (003) para Tailandia; Hyder y Shah (004) para Pakisán; Kokoszczynski y oros (00) para Polonia: y, Gueorguiev (003) para Rumania.

5 5 imporaciones, el carácer procíclico que endría el raspaso y, finalmene, la percepción de que la depreciación iene carácer ransiorio. Las esimaciones realizadas muesran un coeficiene de raspaso en orno a 0,3 en el caso de los precios al consumidor, el cual aumena a medida que se rerocede en la cadena de disribución, al como era de esperarse en el enfoque adopado. La experiencia chilena al respeco es analizada en Morandé y Tapia (00), quienes además de uilizar la meodología de McCarhy, uilizan un esimador recursivo enre inflación y depreciación que muesra la caída del coeficiene de raspaso desde un máximo de 0,5 a mediados de los novena hasa 0,1 a mediados de 00. En cuano a la meodología esándar al respeco, muesran a ravés del uso de venanas móviles que ano el raspaso a los precios mayorisas como a los del consumidor final han caído considerablemene, inclusive ornándose no significaivos. Enre las hipóesis que se uilizan para explicar esa caída se encuenran la menor imporancia del ipo de cambio para la auoridad en el manejo moneario y su repercusión en las expecaivas de las personas; el desarrollo de insrumenos cambiarios para proegerse del riesgo cambiario; y, la reducción de los márgenes de acividad minorisa (fundamenalmene en el puno bajo del ciclo). Por su pare, Rowland (003) esima el raspaso para Colombia, ano con el uso de la meodología de McCarhy como con el uso de vecores de coinegración. Enre sus hallazgos, se encuenra el hecho que el raspaso es incompleo. En el caso de los precios de las imporaciones, ése llegaría a 0,8 en 1 meses; a 0,8 en el caso de los precios al producor; y, de 0,15 para los precios al consumidor final. Por lo ano, el auor concluye que el efeco final de una depreciación es más bien modeso en el caso de los precios finales. Una invesigación más cercana al caso boliviano es la adapación de la meodología esándar a la experiencia peruana, llevada a cabo por Miller (003) y Winkelried (003). Fundamenalmene nos referiremos al primer rabajo, el cual, luego de analizar los canales a ravés de los cuales las variaciones del ipo de cambio afecan a los precios, presena los principales aspecos que merecen aención en la evaluación del raspaso como magniud, velocidad y simería. Luego, se idenifican los facores que lo deerminan: la políica de precios, los cosos de menú, la susiución enre producos imporados y nacionales, la peneración de imporaciones, la composición de la canasa del Índice de Precios al Consumidor (IPC), la nauraleza (emporal/ransioria) del ajuse del ipo de cambio, el conexo inflacionario, la volailidad del ipo de cambio, la inceridumbre de la demanda agregada, el grado de aperura de la economía, el rol del Esado de la economía y la brecha del ipo de cambio real respeco a su nivel de equilibrio. En el análisis inicial de correlaciones móviles, Miller observa que el raspaso no es compleo, e incluso no se raslada inmediaamene a precios. Consisene con los aneriores esudios, con la meodología usual encuenra evidencia de que el raspaso es menor en las eapas finales de la cadena de disribución. Las principales diferencias con la meodología de McCarhy es que los shocks de ofera se miden uilizando los érminos de inercambio en lugar de los precios del peróleo, lo cual es más perinene en el caso de economías emergenes. Por ora pare, en lugar de uilizar los precios al producor, se uiliza una serie de precios al por mayor. Y además, se consideran definiciones alernaivas de inflación (oal, bienes ransables y subyacene). Los resulados empíricos muesran en el largo plazo un raspaso de 0,89 para los precios de bienes imporados; de 0,46 para los precios al por mayor; y de apenas 0,16 para los precios al consumidor. Por ora pare, en el largo plazo el raspaso a los precios ransables sería de 0,0, mienras que en la inflación subyacene esaría en orno a 0,18. También se concluye que las flucuaciones del ipo de cambio explican una modesa proporción de las flucuaciones de la inflación oal, ransable y subyacene; que difieren del caso de la inflación de bienes imporados, los cuales responden de manera imporane a las variaciones del ipo de cambio.. EVIDENCIA PARA EL CASO DE BOLIVIA Con el anecedene de la hiperinflación y poserior esabilización de la economía boliviana, varios auores han enfaizado que la relación enre el ipo de cambio y la inflación es crucial, fundamenalmene con fines de esabilización de la variación de los precios, dado el papel de ancla nominal del ipo de cambio. A medida que la asa de inflación ha caído y se ha esabilizado, esa orienación del análisis ha cambiado implíciamene hacia el

6 6 inerés de analizar la repercusión de las devaluaciones nominales en la depreciación real. Por lo ano, y al como lo revisaremos a coninuación y discuiremos en la siguiene sección, el paulaino proceso de esabilización se ha reflejado en una caída del coeficiene de raspaso, dando mayor oporunidad de acción a la políica monearia para promover acciones conracíclicas. Denro de los primeros rabajos se encuenra el de Huarachi y Gumiel (1987), quienes uilizaron un modelo de inflación con secores ransable y no ransable (en la línea de los modelos escandinavo y ausraliano), concluyendo en la exisencia de una relación esrecha enre la inflación y la depreciación (en orno a 0,84). Un rabajo poserior de Morales (1989) analizó la perinencia de la políica de devaluaciones basada en los diferenciales de inflación nacional e inernacional, concluyendo que el raspaso enre 1986 y 1989 esaba en orno a 0,74. Con oro enfoque basado en la deerminación simulánea de la inflación y de la depreciación, Comboni y De la Viña (199) esiman un modelo semanal con el méodo de máxima verosimiliud con información incomplea para los res años que van enre 1989 y La principal conclusión a la que llegan los auores es que el raspaso conemporáneo (de coro plazo) esaría en orno a 0,65. Dicho resulado no debe sorprender, ya que se esudia un periodo muy cercano a la hiperinflación y esabilización de , donde los agenes odavía esaban muy pendienes del ipo de cambio, además que la credibilidad de la auoridad monearia odavía era muy limiada. 4 En un documeno poserior, Comboni (1994) esima un modelo con información decadarial 5 enre 199 y 1994, en el que incluye la esacionalidad como los cambios en el precio del peróleo. El coeficiene de raspaso se esimó en orno a 0,5. Denro de los esudios más recienes, dos merecen mayor aención. El primero corresponde a Orellana y Requena (1999), quienes desarrollan un modelo empírico de inflación que incluye la esimación de un VAR con información mensual enre 1990 y Para incorporar la caída del raspaso durane dicha década, uilizan la depreciación observada en niveles y ambién elevada al cuadrado, inroduciendo una no linealidad; que deermina que el raspaso esimado dependa del nivel de depreciación observado. El coeficiene mencionado esaría en orno a 0,4 para depreciaciones de 6% (en érminos anualizados) hasa llegar a 0,96 para depreciaciones mayores a 30%. Finalmene, Cupé (00) analiza el raspaso con un modelo desagregado del IPC, con el fin de analizar el efeco en cada uno de los principales componenes del índice para los cuaro años siguienes a diciembre de El principal apore es la discriminación del raspaso en un conexo de precios adminisrados de los hidrocarburos. Denro de sus principales conclusiones, se desaca que el coeficiene sería de 0,4 si los precios de los hidrocarburos permanecen consanes, mienras que si ésos suben, el coeficiene ambién subiría a 0,30. Para resumir la lieraura revisada y a pesar de que las meodologías empleadas y las definiciones de raspaso no son necesariamene comparables, podemos concluir que las esimaciones del coeficiene de raspaso en Bolivia han caído paulainamene desde un máximo cercano a la unidad durane la hiperinflación hasa llegar a valores más cercanos a 0,5 en los úlimos años. 3. EL TRASPASO EFECTIVO EN BOLIVIA 3.1 ANÁLISIS PRELIMINAR 4 Téngase como anecedene que las asas de inflación y depreciación se enconraban en orno a 0%. 5 En Bolivia, el IPC se publica mensualmene, pero exise un indicador parcial cada diez días (decadarial) que sólo es de uso inerno para las auoridades del gobierno y del Banco Cenral.

7 7 Como una primera aproximación para el esudio del raspaso enre depreciación e inflación se uilizará el análisis gráfico de ambas series. En la figura 1 se observan las rayecorias hisóricas de la inflación y la depreciación nominal del ipo de cambio en el período , observándose una caída imporane en ambas variables. También se puede apreciar que a principios de lo novena la depreciación parecía anicipar la inflación, relación que se habría disipado en los úlimos años, según el análisis gráfico. FIGURA 1 DEPRECIACIÓN E INFLACIÓN, Inflación Depreciación Variación porecenual en 1 meses Fuene: INE y BCB -5 Para analizar las relaciones dinámicas enre inflación y depreciación, uilizaremos el enfoque empleado para Chile por García y Resrepo (001), quienes consideran las correlaciones móviles (con venanas móviles de muesra fija y muesra variable) y el coeficiene de una regresión enre inflación y depreciación rezagada, además de una endencia. Los resulados con una venana de años se muesran a coninuación: FIGURA (A) CORRELACIÓN ENTRE INFLACIÓN Y DEPRECIACIÓN EN VENTANAS MÓVILES

8 8 Correlación enre inflación y depreciación Venana móivl de amaño variable Venana móvil de amaño fijo (B) IMPACTO DE LA DEPRECIACIÓN EN LA INFLACIÓN EN VENTANAS MÓVILES Coeficiene asociado a la depreciación Venana móvil de amaño variable Venana móvil de amaño fijo Fuene: Elaboración de los auores con información del INE y del BCB La observación gráfica no proporciona ninguna endencia discernible. Por el conrario, los resulados muesran una ala volailidad en esa relación a lo largo del iempo, aspeco que será discuido formalmene cuando se uilice la meodología de vecores de coinegración. Una explicación preliminar consise que dada la nauraleza de precios adminisrados que exise en la economía boliviana, 6 la relación enre esas variables se orna inesable, además de que se ve afecada por frecuenes shocks de oro carácer (fenómenos políicos y sociales, desasres naurales, ec.). En ese senido, llama la aención el repune del efeco condicional de la depreciación (con venana móvil de amaño fijo) a parir de 005, que coincide con el alza del precio de deerminados hidrocarburos (Figura b). 6 De servicios anes de la privaización de mediados de los novena y de los hidrocarburos en esa década.

9 9 3. LA ESPECIFICACIÓN GENERAL DEL VAR ESTRUCTURAL Para formalizar ese análisis, se seguirá la meodología de McCarhy op. ci., con la esimación y poserior descomposición esrucural de ipo recursivo. Básicamene, dicho modelo mide cuaniaivamene el impaco de la depreciación del ipo de cambio en el índice de precios perinene a cada eslabón de la cadena de disribución (precios imporados, precios al por mayor y precios al consumidor). Se asume además que diferenes ipos de shocks afecan a los precios en cada una de esas eapas (de ofera, demanda, ipo de cambio y érminos de inercambio). Se pare del supueso de que los shocks de ofera y demanda son exógenos al régimen del ipo de cambio. Además, el esquema implica que las decisiones de los precios en la imporación y producción pueden ener un impaco conemporáneo en los precios a los consumidores, pero ésos úlimos no lo pueden ener en los primeros, dando lugar a una descomposición a la Choleski. Siguiendo el enfoque ciado, las ecuaciones que componen el VAR son: c p π + oil oil oil = E ( π ) ε oil y = E 1 y ) + a1ε + ε oil y e = E 1 e ) + b + b + 1 ) 1 3 y 1 (1) ( () e ( 1ε ε ε (3) m m m oil y e π π = E ( π + c ε + c ε + c ε + ε (4) π = E ( ε + ε (5) p oil y e 1 π ) + d1ε + d ε + d3ε + d 4 m π m c oil y e π 1 π ) + f1ε + f ε + f3ε + f 4ε + f 5 π = E ( ε + ε (6) p π p π c π La ecuación (1) muesra que la variación del precio del peróleo en el período dependerá del valor esperado para dicho produco en el período previo más una perurbación esocásica que es enendida como un shock de ofera que enfrena la economía. La ecuación (), uilizada para modelar la demanda, incorpora además de la y esperanza condicional respeciva, el shock de ofera y el shock de demanda, ε. Por su pare, la ecuación (3) e describe la evolución del ipo de cambio, donde se adiciona el érmino ε que corresponde al shock del ipo de cambio. La consrucción de las ecuaciones (4) a (6) sigue la misma lógica y corresponden a los precios imporados, al producor y al consumidor, respecivamene. En resumen, en cada ecuación se encuenra la esperanza condicional de la variable en cuesión, a la que se suman los shocks generados en las ecuaciones aneriores y el shock perinene a la variable en cuesión. Adicionalmene, se supone que las esperanzas condicionales de cada ecuación pueden ser reemplazadas por proyecciones lineales de los rezagos de las seis variables del sisema. De esa manera, el VAR iene una esrucura que puede ser esimada a ravés de la descomposición de Choleski. 3.3 LOS DATOS Y LA ESPECIFICACIÓN MODIFICADA DEL VAR ESTRUCTURAL Para la esimación empírica del VAR, se omaron series mensuales de las variables en el período comprendido enre enero de 1988 y febrero de 004. La mayoría de ellas provienen de las esadísicas habiuales del Banco Cenral de Bolivia y del Insiuo Nacional de Esadísica (INE), describiéndose las definiciones y fuenes en el Anexo 1. En lugar de uilizar el precio del peróleo, como la serie que permie idenificar los shocks de ofera, se uilizó el índice de precios en dólares correspondiene a los principales socios comerciales de Bolivia.

10 10 Dado que en Bolivia no se cuena con un indicador de producción agregada mensual, 7 se calculó la brecha del produco poencial (calculado con el filro de Hodrick, y Presco, 1999) respeco del PIB desesacionalizado (con el méodo X-1 ARIMA), sobre la base de la información rimesral. Para mensualizar la serie de brecha del produco, se aplicó un ponderador muy bajo (10) al filro mencionado, a fin de eviar los salos disconinuos que exisían cada res meses. Debido a que no se dispone de información esadísica mensual sobre los precios al imporador, al producor o al por mayor, se opó por prescindir el análisis de la ransmisión de precios en la cadena de disribución. En ese senido, la única serie de precios uilizada corresponde al Índice de Precios al Consumidor (IPC) publicado mensualmene por el INE. 8 De esa manera, la esrucura de esimación queda planeada para el caso boliviano como: π + y IPE IPE IPE = E ( π ) ε IPE y = E 1 y ) + a1ε + ε IPE y e = E 1 e ) + b + b + c 1 (7) ( (8) e ( 1ε ε ε (9) π = E ( ε + ε (10) c IPE y 1 π ) + f1ε + f ε + f3 e c π La información de precios y ipo de cambio fue uilizada en variaciones porcenuales en forma logarímica. De esa forma se evian los problemas de no esacionariedad de algunas de las series. El VAR fue esimado escogiendo el número de rezagos con los crierios usuales de elección (Akaike, Schwarz y la función de verosimiliud), verificando que los residuos esimados no engan auocorrelación y que correspondan simplemene a ruido blanco. Para ello, fundamenalmene se uilizó la prueba LM de auocorrelación. Los crierios mencionados señalaron la uilización de siee rezagos. Enre las variables exógenas adicionales, sólo se incluyeron res variables dicoómicas para aislar punos aípicos denro la muesra LOS RESULTADOS DEL VAR ESTRUCTURAL El principal insrumeno para el análisis del raspaso corresponde a las funciones de impulso-respuesa acumuladas. Ésas permien conocer cuál es el efeco acumulado de un shock a una variable sobre el reso de las variables del sisema. Específicamene, es de inerés conocer el impaco de un shock del ipo de cambio, sobre los precios de la economía. El raspaso acumulado, que se obiene de las funciones de impulso respuesa, corresponde a: PT T j= 1, + j = T j= 1 INF DEP, + j, + j (11) 7 Hasa hace algunos años exisía el Índice Mensual de Acividad Económica de Bolivia (IMAEB), el cual fue disconinuado por el INE. 8 Una exensión en proceso, incluirá como una cadena adicional el indicador de inflación subyacene. 9 Corresponden a enero y febrero de 1991 y noviembre de 000.

11 11 Donde, es el cambio acumulado j meses después del shock inicial en el nivel de precios y INF + j DEP, es la depreciación acumulada del ipo de cambio en el mismo período ane un shock en dicha + j variable. Para medir el efeco de los cambios en los precios en dólares de los principales socios comerciales, se uiliza una fórmula similar, reemplazando en el denominador las variaciones de esos precios exernos. En la figura 3 se muesra el coeficiene de raspaso esimado para odo el periodo, ano para el ipo de cambio como para los precios inernacionales. El muliplicador de impaco del ipo de cambio esaría en orno a 0,34, el cual se ransmie oalmene en el largo plazo (3 años) a la inflación. En el caso de los precios exernos, el impaco inicial llega apenas al 0,036, el cual se esabiliza en el largo plazo en orno a 0,4. Ése úlimo resulado es consisene con la paricipación de los bienes ransables en el índice de precios al consumidor, mienras que el primer resulado sería coherene con la imporancia del ipo de cambio como ancla nominal en una economía dolarizada. Si bien el anerior resulado es ilusraivo, cubre un periodo exenso en el cual la inflación y la depreciación han ido cayendo coninuamene, gracias al esfuerzo esabilizador y la credibilidad ganada por la auoridad monearia. Corresponde por lo ano, efecuar el análisis dinámico del raspaso de esas variables, especialmene en los úlimos años, con el fin de analizar si ése ha caído o se ha manenido consane. Para ello se siguieron dos meodologías de venanas móviles. La primera corresponde a recorar paulainamene la muesra, en el senido de quiar las observaciones iniciales en cada esimación, hasa llegar al mínimo necesario para esimar el VAR. 10 La segunda meodología consise en una esimación con venanas móviles del mismo amaño que reroceden paulainamene hasa llegar al inicio de la muesra considerada. FIGURA 3 TRASPASO DEL TIPO DE CAMBIO Y DE LOS PRECIOS INTERNACIONALES A LA INFLACIÓN, TIPO DE CAMBIO PRECIOS EXTERNOS Fuene: Cálculos de los auores Los resulados del primer enfoque para el ipo de cambio y los precios inernacionales se muesran en las figuras 10 Usualmene la venana móvil va en senido conrario: se uilizan las primeras n observaciones para esimar, a la cual se van añadiendo paulainamene odas las demás que siguen a las mismas. En cambio, se uilizará el número mínimo de esimaciones para esimar el VAR de la muesra que ermina en febrero de 004, para ir añadiendo paulainamene el periodo anerior, hasa cubrir oda la muesra.

12 1 4 y 5, mienras que los de la segunda perspeciva en las figuras 6 y 7. FIGURA 4 TRASPASO DEL TIPO DE CAMBIO EN UNA VENTANA MÓVIL DE TAMAÑO VARIABLE dic-99 feb-00 abr-00 jun-00 ago-00 oc-00 dic-00 feb-01 abr-01 jun-01 ago-01 oc-01 dic-01 feb-0 abr-0 jun-0 ago-0 oc-0 dic-0 feb-03 abr-03 jun-03 ago-03 oc-03 dic-03 1 mes 3 meses 1 año años 3 años Fuene: Cálculo de los auores feb-04 FIGURA 5 TRASPASO DE LOS PRECIOS INTERNACIONALES EN UNA VENTANA MÓVIL DE TAMAÑO VARIABLE dic-99 feb-00 abr-00 jun-00 ago-00 oc-00 dic-00 feb-01 abr-01 jun-01 ago-01 oc-01 dic-01 feb-0 abr-0 jun-0 ago-0 oc-0 dic-0 feb-03 abr-03 jun-03 ago-03 oc-03 dic-03 1 mes 3 meses 1 año años 3 años Fuene: Cálculo de los auores feb-04 FIGURA 6 TRASPASO DEL TIPO DE CAMBIO EN UNA VENTANA MÓVIL DE TAMAÑO FIJO

13 dic-99 feb-00 abr-00 jun-00 ago-00 oc-00 dic-00 feb-01 abr-01 jun-01 ago-01 oc-01 dic-01 feb-0 abr-0 jun-0 ago-0 oc-0 dic-0 feb-03 abr-03 jun-03 ago-03 oc-03 dic-03 feb-04 Fuene: Cálculo de los auores 1 mes 3 meses 1 año años 3 años FIGURA 7 TRASPASO DE LOS PRECIOS INTERNACIONALES EN UNA VENTANA MÓVIL DE TAMAÑO FIJO dic-99 feb-00 abr-00 jun-00 ago-00 oc-00 dic-00 feb-01 abr-01 jun-01 ago-01 oc-01 dic-01 feb-0 abr-0 jun-0 ago-0 oc-0 dic-0 feb-03 abr-03 jun-03 ago-03 oc-03 dic-03 Fuene: Cálculo de los auores 1 mes 3 meses 1 año años 3 años feb-04 Uno de los resulados que se obienen de las figuras 5 y 7, es que el efeco de largo plazo de las variaciones de los precios inernacionales en la inflación ha permanecido más o menos consane. Lo que parece haber cambiado es la disribución emporal de los efecos enre los res meses y un año. Mienras que el efeco al primer rimesre habría disminuido por lo menos en 10 punos porcenuales, el efeco anual que era muy cercano al de largo plazo, ambién habría caído en la misma magniud. Eso significaría que si bien los efecos de largo plazo no se habrían modificado, la ransición hacia ese esado se habría modificado (en nuesro caso, la ransición dura más iempo). En cuano al ipo de cambio, el raspaso ambién habría bajado desde un efeco pleno en el largo plazo hasa un reducido 30%. En cuano a la velocidad de ransición hacia el raspaso de largo plazo, ése no parece haberse modificado significaivamene. Los dos raspasos muesran un cambio significaivo a parir de agoso de 001. Ese comporamieno esaría ligado a la hipóesis de que el comporamieno de la inflación esá muy influido por el carácer de los precios adminisrados de los derivados de hidrocarburos, los cuales han permanecido relaivamene consanes en los úlimos años, con excepción del alza observada a finales de 004. Tal como lo demuesra Cupé op. ci., el raspaso varía susancialmene si se modifican esos precios respeco de la siuación alerna. En la siguiene sección, reforzaremos el argumeno de que la esrucura del raspaso no ha variado considerablemene, con el uso de la relación enre inflación y depreciación esperadas.

14 14 Por ora pare, una forma de racionalizar un raspaso cercano a uno del ipo de cambio, es que en el caso del ipo de cambio, dado su papel de ancla cambiaria, aún las expecaivas de variación de los salarios los agenes esán relacionadas con el ipo de cambio, lo cual generaría un efeco pleno en el largo plazo sobre los precios. Oro puno adicional que se debe desacar es que, conrariamene a lo que se esperaría desde una perspeciva eórica, exise una divergencia imporane enre el coeficiene de raspaso de los precios inernacionales y el correspondiene del ipo de cambio. En efeco, Noon (003) desarrolla un modelo eórico con imperfecciones macroeconómicas del raspaso; y, una de sus conclusiones al respeco es que, en equilibrio, ambos raspasos deberían ser idénicos. Una area fuura de invesigación consisirá en esudiar eóricamene esa divergencia, aunque de forma preliminar y como se adelanó, se podría sospechar que el alo grado de dolarización y el rol del ipo de cambio como ancla nominal inciden en que el ipo de cambio enga una mayor imporancia que en una economía sin esas caracerísicas. 3.5 EL PASS-THROUGH CON UN ENFOQUE DE COINTEGRACIÓN El anerior enfoque puede ser complemenado con el análisis de las relaciones de coinegración que exisen enre las res variables en cuesión: precios inernos, ipo de cambio y precios exernos. Para ello, el cuadro 1 repora las pruebas de hipóesis de raíz uniaria para el logarimo del IPC, del ipo de cambio nominal y de los precios exernos en dólares, siguiendo el enfoque secuencial sugerido por Dolado e al. (1990) y omando los valores críicos para la consane y endencia reporados en Hamilon (1994). Llama la aención que de acuerdo con ese paricular es, el IPC resule ser esacionario con consane. Si ese fuera el caso, enonces la prueba de hipóesis de coinegración a la Johansen (1988) debería ser modificada ane la inclusión de una variable esacionaria endógena a las relaciones de largo plazo, obeniéndose los valores críicos de un proceso de boosraping sugerido por Kapeanios, Michell y Weale (000). Sin embargo, las pruebas adicionales reporadas en el cuadro mencionado sugieren evidencia mixa, por lo cual se raará al IPC como una variable no esacionaria. Oro problema surge al considerar que la variable relacionada con los precios exernos es en realidad exógena y a la vez no esacionaria. En ese caso, ambién se debería modificar la prueba de coinegración, de acuerdo con el procedimieno sugerido por Pesaran, Shin y Smih (000), uilizando los valores asinóicos propuesos por dichos auores. Los resulados se muesran en el cuadro e indican que no exisiría ninguna relación de coinegración enre las variables mencionadas. No obsane, es sugerene que el primer vecor enga los signos y magniudes de una posible relación ipo paridad de poder de compra (PPC). CUADRO 1 TEST DE RAÍZ UNITARIA PARA EL IPC, TCN E IPE Índice de Tipo de Índice de Precios Cambio Precios al Consumidor Nominal Exernos ($us) Esadísico DFA -4,94,59 1,44 Probabilidad* Menor a 0.1% 99,8% 96,3% Valores criícos: 1% -3,47 -,58 -,58 5% -,88-1,94-1,94 10% -,58-1,6-1,6 Consane Si No No Tendencia No No No Rezagos (Mod. CIS) Orden de Inegración I(0) I(1) I(1) * Provienen de Mackinnon (1996)

15 15 Pruebas adicionales para el (logarimo del ) IPC Valor críico Esadísico 5% Orden Ellio-Rohenberg-Sock DF-GLS -0,6 -,95 I(1) Phillips-Perron -3,5-3,43 I(1) Kwiakowski-Phillips-Schmid- Shin 0, 0,15 I(0) Fuene: Cálculo de los auores CUADRO TEST DE COINTEGRACIÓN CON IPE COMO VARIABLE EXÓGENA DEL SISTEMA Observaciones incluidas: 174 Se permie una consane e inercepo Series: IPC - TCN - IPE Tes de Coinegración de Rango No Resringido Relaciones Esadísico Valor críico Valor críico eseadas Eigenvalor de la raza al 5% al 10% Ninguna 0,01,53 3,3 0,75 A lo más 1 0,00 0,0 11,47 9,53 Relaciones Esadísico del Valor críico Probabilidad eseadas Eigenvalor máximo eig. al 5% Ninguna 0,01 1,14 18,06 15,98 A lo más 1 0,00 0,09 11,47 9,53 Coeficienes de coinegración normalizados IPC TCN IPE 1,00-1,5-1,18 1,07 1,00 1,17-0,07 -,66 1,00 Fuene: Cálculo de los auores Para averiguar más al respeco, se uilizará el enfoque usual de Johansen, considerando a los precios exernos como una variable endógena al sisema, pero efecuando una prueba de exogeneidad en el modelo de corrección de errores asociado a dicha variable. El cuadro 3 muesra los resulados y sugiere que exisirían vecores de coinegración. También se muesra que los precios exernos serían exógenos a ambas relaciones, lo cual es consisene con la escasa influencia que podría ener la modificación de los precios inernos (incluyendo el ipo de cambio) en los precios inernacionales relevanes para Bolivia. También se probó la hipóesis de que una de las relaciones sea del ipo paridad del poder de compra, la que no es rechazada por la prueba de razón de verosimiliud al 39%. 11 Por lo ano, las relaciones de coinegración (o de largo plazo) serían las siguienes: ( IPC) log( TCN ) log( IPE) ( IPC) 0.63 log( TCN ) 0.39 log( IPE) ε 1 = log (1) ε = log (13) Para enender la nauraleza de ambas relaciones, a coninuación se muesran los modelos de corrección de errores para el IPC y el TCN (con sus respecivos errores esándar enre parénesis): 1 11 La hipóesis conjuna comprende la relación ipo PPC y la exogeneidad de los precios inernacionales. 1 En el Anexo se repora la versión complea y no resringida del vecor de corrección de errores.

16 16 ( IPC ) [ ( ) ( ) ( )] log = ε1, ε, 1 + Re zagos log IPC 1, log TCN 1, log IPE j ( 0.01) ( 0.007) ( TCN ) [ ( ) ( ) ( )] log = , ε, 1 + Re zagos log IPC 1, log TCN 1, log IPE j ( 0.005) ( 0.003) (14) ε (15) CUADRO 3 TEST DE COINTEGRACIÓN CON IPE COMO VARIABLE ENDÓGENA AL SISTEMA Observaciones incluidas: 149 Se permie una consane Series: IPC - TCN - IPE Tes de Coinegración de Rango No Resringido Relaciones Esadísico Valor críico Probabilidad eseadas Eigenvalor de la raza al 5% Ninguna* 0,17 60,19 35,19 0,0% A lo más 1* 0,16 3,11 0,6 0,1% A lo más 0,04 6,0 9,16 17,6% Relaciones Esadísico del Valor críico Probabilidad eseadas Eigenvalor máximo eig. al 5% Ninguna* 0,17 8,08,30 0,7% A lo más 1* 0,16 5,9 15,89 0,1% A lo más 0,04 6,0 9,16 17,6% Coeficienes de coinegración no normalizados IPC TCO IPE 3,54-0,1-0,86-6,06 11,57 19,04-13,89 14,69 0,57 Tes de Exogeneidad débil de los precios exernos Esadísico de Valor críico Probabilidad RV al 5% Razón de verosimiliud,08 0,10 35,3% Coeficienes de coinegración normalizados y resringidos IPC TCN IPE 1,00-1,00-1,00 1,00-0,63-0,39 Fuene: Cálculo de los auores La observación de ambas ecuaciones muesra que el primer vecor (el de paridad de poder de compra) sería significaivo en la deerminación del ipo de cambio y, por lo ano, podría enenderse como una regla de ipo de cambio, consisene con la políica del Ene Emisor de manener un nivel compeiivo del ipo de cambio real, siempre que no aene a la esabilidad de los precios. En cambio, la segunda relación corresponde a la deerminación de los precios inernos. Tal como en la anerior sección, el efeco de largo plazo del ipo de cambio nominal (63%) es mayor al de los precios exernos (39%), coherene con el papel clave del ipo de cambio como ancla nominal en Bolivia. De acuerdo con el es de razón de verosimiliud, al 10% no se podría rechazar la hipóesis conjuna de que la primera relación sólo esé incluida en la dinámica de coro plazo del ipo de cambio y que la segunda sólo esaría incluida en la dinámica de los precios inernos. Para analizar la esabilidad de la relación de largo plazo enre el ipo de cambio y los precios inernos, en la línea de Pesaran, Shin y Smih (001) se esimó el siguiene modelo:

17 17 log ( IPC ) = α log( IPC ) + β log( TCN ) + γ log( IPE ) 3 i= 1 λ log i ( IPC 1 ) + κ i log( TCN 1 ) + φ i log( IPE 1 ) + ε i= 0 i= 1 + (16) La esimación de dicho modelo (reporada en el Anexo 3) muesra un impaco de largo plazo de 77%. No obsane, los resulados de la meodología de Johansen son más robusos porque consideran de forma más complea la dinámica del VAR subyacene. A coninuación se efecuó un análisis de la esabilidad de los parámeros en la relación esimada, en especial de los parámeros asociados al IPC y al ipo de cambio, pues su división corresponde al raspaso de largo plazo. Los resulados se muesran a coninuación: FIGURA 8 ESTABILIDAD DE LOS COEFICIENTES ASOCIADOS AL IPC Y AL TIPO DE CAMBIO Parámero asociado al IPC ± E.E. Parámero asociado al TCN ± E.E. Fuene: Cálculo de los auores El primer coeficiene corresponde a la velocidad de ajuse de la relación de equilibrio, mienras que el segundo corresponde al efeco del nivel del ipo de cambio nominal en la inflación mensual. Tal como se señaló, la razón enre ambos coeficienes corresponde a la relación de largo plazo enre la inflación y la depreciación. Dicha relación de largo plazo y la asa de depreciación en 1 meses se muesran en la figura 9. La conrasación de ambos resulados pareciera confirmar la nauraleza no lineal de la relación enre la inflación y la depreciación, aunque no en la misma dirección que la enconrada en Orellana y Requena op. ci. En efeco, dichos auores señalan que cuano mayor es la asa de depreciación, mayor sería el coeficiene de raspaso; mienras que la relación enconrada con el enfoque de coinegración sería la siguiene: incremenos imporanes en la depreciación aumenarían el coeficiene de raspaso, mienras que caídas en la depreciación conducirían a reducciones graduales de dicho coeficiene. FIGURA 9 ESTABILIDAD DE LA RELACIÓN ENTRE INFLACIÓN Y DEPRECIACIÓN EFECTIVAS

18 Depreciación del ipo de cambio nominal Depreciación nominal Efeco recursivo del IPC en el Tipo de Cambio Efeco recursivo de largo plazo del ipo de cambio en el IPC ene-96 abr-96 jul-96 oc-96 ene-97 abr-97 jul-97 oc-97 ene-98 abr-98 jul-98 oc-98 ene-99 abr-99 jul-99 oc-99 ene-00 abr-00 jul-00 oc-00 ene-01 abr-01 jul-01 oc-01 ene-0 abr-0 jul-0 oc-0 ene-03 abr-03 jul-03 oc-03 ene-04 abr-04 jul-04 oc-04 ene-05 abr-05 Fuene: Cálculo de los auores Si uilizamos el supueso de normalidad, se debe convenir que el coeficiene de largo plazo resula de la división enre dos variables normales correlacionadas. Tal como Hinkley (1968) lo demuesra, la disribución de una razón de esa clase es no convencional. Específicamene en ese caso, si β = θ / γ es el coeficiene de largo plazo, σ y θ σ los errores esándar asociados a esos parámeros y ρ γ θ, la covarianza enre ambos parámeros γ (que simplificaremos como ρ ), enonces la densidad del coeficiene de largo plazo es igual a: f ( β ) ( β ) d( β ) σ a( β ) b 1 ρ { Φ( j( β )) Φ( j( β ))} + 3 πσ πσ θσ γ a ρ c exp ( ) ( ) β 1 = θ γ (17) Donde: a β σ ρβ σ σ 1 σ ( β ) = + θ θ θ γ γ ( θ + γβ ) βθ ρ γ b ( β ) = + σ σ σ σ θ ρθγ γ c = + σ σ σ σ d ( β ) ( β ) j θ θ θ γ γ γ γ b( β ) ca( β ) ( 1 ρ ) a( β ) ( β ) ( β ) 1 ρ = exp = a b FIGURA 10 DENSIDADES DEL EFECTO DE LARGO PLAZO DE LA DEPRECIACIÓN EN LA INFLACIÓN

19 Traspaso de largo plazo de la depreciación nominal a la inflación Muesra complea Máximo efeco Mínimo efeco Fuene: Cálculo de los auores El inervalo de confianza para la muesra complea al 95% comprende los punos (0,157, 1,941), lo cual muesra la dispersión del coeficiene y anicipa el sesgo de su disribución. Los parámeros esadísicos asociados confirman dicho resulado: la media es 0,99, la mediana 0,873 y la moda 0,765. Por lo ano, la esimación economérica del coeficiene de largo plazo de ese enfoque (0,88) esá más relacionada con la mediana. Para realizar un análisis dinámico, se omaron res esimaciones y sus densidades asociadas: la que uiliza la muesra complea (hasa mayo de 005), aquella que implica el máximo efeco (hasa ocubre de 000) y aquella que resula en el mínimo efeco (sólo hasa enero de 1998). Las densidades perinenes se muesran a coninuación. Los resulados revelan el sesgo posiivo (o hacia la derecha) que exise en los res casos. Además sugiere que cuando el coeficiene de raspaso es menor, la curosis ambién disminuye, lo cual implica que la dispersión de los daos ambién es menor. Por lo ano, depreciaciones más aceleradas que incremenen el raspaso, podrían generar un efeco menos predecible y disperso de los movimienos cambiarios en los precios inernos. 4. UNA CUANTIFICACIÓN DEL TRASPASO ESPERADO El anerior análisis señaló que el coeficiene de raspaso efecivo habría oscilado durane los úlimos años, aunque con endencia hacia la baja, lo cual puede esar relacionado con el enorno de baja inflación en el cual se desenvuelve la economía mundial (Taylor, 000). En el caso boliviano, se cuena con la explicación adicional de que la caída se debe al comporamieno de los precios adminisrados de los hidrocarburos. Para ello, se analizará si la relación (conemporánea) enre la inflación y depreciación esperadas ha cambiado (lo cual señalaría un cambio esrucural, como ha sido el caso de varias economías); o, si permanece esable, reforzando la hipóesis principal de la sección anerior. En efeco, en una economía dolarizada como la boliviana, el ipo de cambio desempeña el rol de ancla nominal en una magniud al, que probablemene excede a la que efecivamene endría en el caso de un esquema cambiario disino. 13 Esa percepción se refleja claramene en la frase que encabeza ese documeno y cuyo alcance es suficienemene amplio. Eso nos lleva a planear que en realidad puedan exisir diferencias enre el coeficiene de raspaso efecivo y el esperado por los agenes económicos. Los recienes enfoques eóricos sobre dolarización (especialmene 13 Eso significa que en un régimen flexible, el ipo de cambio desempeñaría un rol imporane pero no lo suficienemene como para que las expecaivas de los agenes sólo se concenren en esa variable.

20 0 financiera) reconocen al diferencia (Ize y Powell, 004). Por lo ano, el desafío es doble: cuanificar la magniud del coeficiene de raspaso esperado y analizar si exise alguna diferencia significaiva con el raspaso efecivo, areas que a coninuación se efecúan. 4.1 UNA CUANTIFICACIÓN DE LA INFLACIÓN ESPERADA Para ello se necesian dos variables imporanes: la depreciación e inflación esperadas. En el caso de la primera variable, el alo grado de dolarización financiera sugiere la exisencia de mercados de capaciones y colocaciones en ambas monedas. Por lo ano, omaremos como depreciación esperada a la diferencia enre la asa de inerés promedio de depósios en caja de ahorro en moneda nacional y su correspondiene en moneda exranjera. De esa forma, se esaría posulando la exisencia de una relación similar a la paridad descubiera de asas de inerés en el mercado financiero boliviano. 14 La figura 11 muesra que la depreciación esperada habría sido más uniforme que la efeciva y que esas úlimas dos habrían convergido hacia similar rayecoria desde FIGURA 11 DEPRECIACIÓN EFECTIVA Y ESPERADA, Depreciación nominal del boliviano en 1 meses (%) Observada Esperada 0 ene-90 jul-90 ene-91 jul-91 ene-9 jul-9 ene-93 jul-93 ene-94 jul-94 ene-95 jul-95 ene-96 jul-96 ene-97 jul-97 ene-98 jul-98 ene-99 jul-99 ene-00 jul-00 ene-01 jul-01 ene-0 jul-0 ene-03 jul-03 ene-04 jul-04 ene-05 Fuene: Elaboración de los auores con información del BCB En cuano a la inflación esperada, su evidene carácer de variable no observada nos impulsa a uilizar méodos esadísicos para esimarla, ane la ausencia de una serie de iempo de expecaivas económicas que podría servir para al efeco. 15 Para ello se uilizará una versión operaiva de la Hipóesis de Fisher, es decir, que en el largo plazo, los movimienos en la asa de inerés nominal se reflejan fundamenalmene en cambios en la asa de inflación esperada. Si bien en el conexo del análisis del mercado de íulos públicos, Arguedas (003) encuenra que dicha hipóesis no se cumple en Bolivia, sino por el conrario que los cambios de la asa de inerés nominal esán relacionados con la correspondiene real ex ane en el conexo de una inflación baja y esable, asumiremos e inenaremos esablecer la validez de esa hipóesis para el mercado de capaciones. Para evaluar esa hipóesis se uilizará una descomposición esrucural de la asa de inerés nominal en sus componenes de asa de inerés real y la inflación esperada, ambas desde una perspeciva ex ane. Se empleará el 14 La principal diferencia con la noción de paridad de inereses es que ésa se define en érminos de asas de inerés inernacional y nacional, las cuales podrían alerarse por las consideraciones de riesgo. En cambio, la noción aquí planeada prescinde implíciamene de dicho carácer y aribuye la diferencia sólo a la depreciación esperada. 15 El Banco Cenral implemenaría pronamene la Encuesa de Expecaivas Económicas, que permiirá medir de forma concrea dicha variable, la cual puede ser uilizada para el análisis perinene como en oros países (por ejemplo, para Brasil véase Cerisola y Gelos, 005).

21 1 enfoque de VAR esrucural a la Blanchard y Quah (1989), uilizado para un fin similar en Esados Unidos por S Aman (1996). En érminos formales, la asa de inerés nominal i puede descomponerse en: [ ] i π (18) = r + E +1 Donde r es la asa de inerés real ex ane y π es la asa de inflación en 1 meses. Siguiendo con ese razonamieno, podemos definir el error de proyección de la inflación como: [ ] ε π E 1 π = (19) Que reemplazando en la primera ecuación queda como: i π = r ε (0) Por lo ano, si asumimos que el error de proyección es esacionario y comprobamos que la diferencia enre la asa de inerés nominal y la asa de inflación observada (no) coniene una raíz uniaria, se puede concluir que la asa de inerés real ex ane ambién (ampoco) coniene una raíz uniaria. En el primer caso y dada la nauraleza del error mencionado, podríamos afirmar que la asa de inerés real ex ane y ex pos deberían esar coinegradas. La figura 1 señala una caída de la asa de inerés nominal desde un nivel en orno a 0% a inicios de los novena, hasa esabilizarse en orno a 5% en la presene década. Ese descenso es consisene con el observado en la asa de inflación en similar periodo. Por su pare, la asa de inerés real ex pos ha oscilado en orno a 5%, en los úlimos años, lo cual podría anicipar su esacionariedad, aspeco que deberá ser raado formalmene con los es apropiados. 5 FIGURA 1 TASAS DE INTERÉS NOMINAL, REAL E INFLACIÓN, Porcenaje Tasa de inerés nominal en bolivianos Tasa de inerés real ex pos en bolivianos Inflación ene-90 jul-90 ene-91 jul-91 ene-9 jul-9 ene-93 jul-93 ene-94 jul-94 ene-95 jul-95 ene-96 jul-96 ene-97 jul-97 ene-98 jul-98 ene-99 jul-99 ene-00 jul-00 ene-01 jul-01 ene-0 jul-0 ene-03 jul-03 ene-04 jul-04 ene-05 Fuene: Elaboración propia con información del BCB y el INE