Estimación de la inflación latente en Venezuela

Transcripción

1 Esimación de la inflación laene en Venezuela Juan Carlos Bencomo, Hugo Faría, Hugo Monesinos y José Robero Rondón Esudio IESA N 28

2 Derechos exclusivos 2006 IESA Hecho el depósio de ley Depósio legal: lf ISBN: X Para ser publicado como Esudio IESA un exo iene que ser aprobado por el Comié de Publicaciones. Las opiniones expresadas son del auor y no deben aribuirse al IESA, a sus direcivos ni a Ediciones IESA. Para cualquier información sobre ese esudio, favor dirigirse a Ediciones IESA, Aparado 1640, Caracas, Venezuela 1010-A. Teléfono: Fax: Dirección elecrónica: ediesa@iesa.edu.ve.

3 Conenido Resumen... 4 Inroducción... 5 La inflación laene y su imporancia... 6 Meodología... 7 Visión general... 7 Resulados... 9 Deerminación del orden de inegración... 9 Análisis de coinegración Planeamieno del VAR Modelo VARE Comparación enre la inflación observada y laene Función de impulso-respuesa Análisis de descomposición de varianza Conclusiones y recomendaciones Bibliografía... 21

4 Esudio IESA Resumen La variación porcenual del Índice de Precios al Consumidor (IPC) consiuye en la prácica el indicador más uilizado para medir la inflación. Ese indicador, sin embargo, presena algunos problemas. Además de errores de medición vinculados al IPC, esá el problema de la incongruencia enre la definición de inflación como alza generalizada y sosenida de precios, y la medida radicional asociada al IPC. Esa invesigación calcula la inflación laene en Venezuela, hoy en día el país lainoamericano con más inflación. La inflación laene es el componene de la inflación radicional que no impaca la producción real en largo plazo, siendo congruene con planeamienos de la eoría económica, concreamene con la curva de Phillips verical. Adicionalmene, refleja más fielmene el crecimieno sosenido en el nivel general de precios suscepible de ser impacado por la políica monearia. Ese indicador es calculado esableciendo resricciones dinámicas sobre un sisema de vecores auorregresivos. 4

5 Esudio IESA Inroducción La esabilidad en la variación del nivel general de precios (definición eórica de la inflación) es uno de los objeivos primordiales que persigue odo Banco Cenral a ravés de la políica monearia, en paricular aquellos cuyo mandao principal es manener el poder adquisiivo de la moneda. En la prácica, se emplea la variación porcenual del Índice de Precios al Consumidor (IPC) como el indicador más represenaivo del fenómeno inflacionario. Sin embargo, ese sólo consiuye el promedio de las variaciones en el coso de un conjuno de bienes y servicios, además de reflejar ciera clase de disorsiones (facores esacionales, cambios en precios relaivos, enre oros), las cuales pueden raducirse en una medida imprecisa de la inflación. En ese senido, si las auoridades monearias reaccionaran ane esas variaciones, ello podría generar cosos severos sobre el secor real de la economía. A pesar de sus limiaciones, la variación porcenual del IPC consiuye en muchos países la medida más uilizada de inflación. Eso ha llevado a las insiuciones que ienen por responsabilidad su cálculo, a buscar medidas alernaivas que provean información complemenaria de uilidad sobre el proceso inflacionario, a fin de depurarlo de variaciones en precios que escapan al conrol de la políica monearia. Se desea obener un indicador más acorde con la definición eórica de inflación como fenómeno moneario de largo plazo, y por lo ano capaz de ser afecado por la políica monearia. Ese rabajo de invesigación inena conribuir a la comprensión del fenómeno inflacionario venezolano (el más alo de Lainoamérica), al generar un indicador de inflación que haga más eficaz la conducción de la políica monearia. Más específicamene, el objeivo es la consrucción de un indicador complemenario al IPC denominado inflación laene. Esa se define como la inflación que no impaca el ingreso real y, en consecuencia, es compaible con la noción de la clásica dicoomía enre el secor real y nominal de la economía. Por lo ano, la inflación laene obedece a un concepo de eoría económica, compaible con una curva de Phillips verical, lo que evia formulaciones ad hoc presenes en la consrucción de medidas alernaivas de inflación como el núcleo inflacionario. El cálculo de la inflación laene se obiene mediane un sisema de Vecores Auorregresivos Esrucurales (VARE), el cual es idenificado uilizando resricciones dinámicas sugeridas por Blanchard y Quah (1989). Concreamene, suponemos que la inflación medida por las variaciones porcenuales del Índice de Precios al Consumidor esá impacada por dos ipos de perurbaciones no correlacionadas. La primera iene impacos irresricos sobre la producción y la inflación, aunque no impaca la inflación laene. La segunda, no impaca el produco en el mediano y largo plazo. La inflación laene calculada corresponde a ese segundo choque que no impaca al produco (Quah y Vahey, 1995). En nuesro esudio, los resulados obenidos reflejan de forma congruene la evolución de la inflación. El indicador inflación laene permiió validar la correspondencia enre la eoría económica asociada a su cálculo y su relación con la medida de inflación radicional. Los resulados asociados al análisis de las funciones de impulsorepuesa y de descomposición de varianza son compaibles con los planeamienos eóricos y con las resricciones idenificadoras. Así, enconramos que la inflación laene iene escaso impaco sobre la producción, aun en el coro plazo, lo que explica escasamene menos de un 1 por cieno de la variación oal del error de predicción de la producción. Adicionalmene, deecamos discrepancias enre la inflación laene y la medida radicional basada en el IPC, lo que sugiere períodos de sobre y subesimación de las presiones inflacionarias capaces de inducir errores en la conducción de la políica monearia. El rabajo de invesigación esá organizado de la siguiene manera: en la primera sección presenamos una breve descripción de la inflación laene, jusificando la imporancia de su cálculo. 5

6 Esudio IESA La segunda sección muesra la meodología uilizada para calcular la inflación laene. Los resulados son mosrados en la ercera sección, la cual ambién coeja e inerprea la evolución de la variación porcenual del IPC con la inflación laene, y presena análisis de funciones de impulso respuesa y de descomposición de varianzas. Las conclusiones y recomendaciones del esudio se presenan en la úlima sección. La inflación laene y su imporancia Inenamos deerminar la exisencia a largo plazo de una asa de inflación independiene de flucuaciones reales, empleando para ello un análisis mulivariable, sin excluir ningún componene del índice general. Quah y Vahey (1995), pioneros en ese ipo de cálculo, denominan al indicador así obenido inflación laene. Como se indicó aneriormene, el IPC posee limiaciones como medida de inflación, ya que no refleja en su oalidad los movimienos en el nivel general de precios, sólo represena el promedio de variaciones en el coso de un conjuno deerminado de bienes y servicios. De acuerdo con Melo y Hamann (1998), una buena medida de inflación debe reflejar los siguienes aspecos: 1. No debe responder a flucuaciones ransiorias en la ofera de bienes de la economía. 2. Debe reflejar adecuadamene la inflación de demanda de la economía. Es decir, precisamos nosoros, debe reflejar los movimienos sosenidos de precios. La deerminación de un indicador con esas caracerísicas, permiiría analizar las presiones inflacionarias suscepibles de ser afecadas por políicas monearias, aporando información de mucho inerés para los analisas y auoridades económicas. Quah y Vahey (1995) proponen una écnica para obener un indicador que cumpla con las caracerísicas expuesas previamene, basados en una hipóesis económica explícia de largo plazo que sosiene que la inflación es un fenómeno de carácer moneario. Ellos definen la inflación laene como aquel componene de la medida observada (IPC) que no iene impaco a mediano y largo plazo sobre la producción real. Eso implica la noción comúnmene acepada de que una vez renegociados los conraos, los movimienos de precios ienen efecos fundamenalmene sobre las variables nominales (Maeos y Gayán, 1998). Esa inerpreación es compaible con la noción de una curva de Phillips verical 1. En su rabajo, Quah y Vahey (1995) suponen que los cambios observados en el IPC esán afecados por dos ipos de perurbaciones, no correlacionadas enre sí, que se disinguen por su efeco sobre la producción: 1. El primer ipo puede ener un efeco significaivo a mediano y largo plazo sobre el nivel poencial o de largo plazo de la acividad económica. 2. El segundo de ellas no iene impaco en la producción después de un horizone fijo de iempo, aun cuando puede ener ciero efeco en horizones emporales más coros. De esa forma, los auores definen la inflación laene como el componene del indicador de inflación observado, asociado sólo con la segunda clase de perurbaciones. Cabe señalar que la clasificación anerior de las perurbaciones no permie disinguir si se raa de choques de ofera o de demanda. No obsane no deja de ener validez afirmar que la mayoría de los choques de ofera ienen un efeco permanene sobre el produco y los de demanda un efeco ransiorio. De acuerdo con Quah y Vahey (1995) y Maeos y Gayan (1998), la inflación laene y su comparación con el IPC, produce información relevane sobre el ipo de presiones inflacionarias a que esá sujea la economía. Si los cambios en la 1 Según Melo y Hamann (1998), la lieraura inernacional presena evidencia conundene de una ala correlación enre inflación y crecimieno moneario. No ocurre lo mismo para el grado de asociación enre inflación y crecimieno del produco real en el largo plazo. 6

7 Esudio IESA medida convencional de inflación basada en el IPC son semejanes a aquellos en la inflación laene, ello indicaría la ausencia de choques de largo plazo sobre el produco, y por lo ano que los mismos obedecen a facores sobre los cuales puede influir la políica monearia. Por ora pare, es de esperarse que cuando exisen perurbaciones negaivas (posiivas) que afecan el nivel de producción de largo plazo, la inflación será superior (inferior) a la inflación laene. Conforme se disipe el efeco sobre la inflación de esas perurbaciones, ésa enderá a converger a la inflación laene. Esas comparaciones permien una mejor inerpreación de la coyunura económica. La principal limiane de ese enfoque es que las perurbaciones que afecan a la medida de inflación y al produco no son direcamene observables. Como se presenará poseriormene, el cálculo de la inflación laene se obiene a parir de la insrumenación de un modelo de vecores auorregresivos esrucurales para dos variables (precios y produco). Siguiendo la meodología de Quah y Vahey (1995) que a su vez se nure de Blanchard y Quah (1989), se idenifican las perurbaciones esrucurales y se descompone el IPC en sus componenes laene y no laene. Meodología Visión general Como se señalara en la sección anerior, las dos perurbaciones esrucurales que afecan a la inflación y al produco no son observables de forma direca. En ese senido, Quah y Vahey (1995) calculan un modelo de vecores auorregresivos (VAR) bajo resricciones esrucurales (VARE), propueso originalmene por Blanchard y Quah (1989), a fin de idenificar esos elemenos y descomponer la serie observada de inflación en sus componenes laene y no laene. Bajo los supuesos de esa meodología, se realiza la idenificación de las perurbaciones esrucurales 2, mediane la imposición de resricciones esadísicas que suponen que ambos ipos de perurbación son independienes. Adicionalmene, se esablece que ésas se disinguen por su efeco sobre la producción. Mienras que el primer shock pudiera ener un impaco en el mediano y largo plazo sobre la producción, la perurbación número dos se caraceriza por no enerlo, aunque sí pudiera afecar dicha producción en horizones menores. En ese conexo, la inflación laene se define como aquella derivada sólo de la segunda clase de perurbación 3. En el cálculo del componene laene y no laene, la meodología de Quah y Vahey (1995) emplea información sobre variables de precios y producción. Para ese rabajo de invesigación se uilizaron el Índice de Precios al Consumidor y el Índice de Volumen de la Producción Indusrial, respecivamene. Fue necesario aplicar écnicas de empalme de series al índice de volumen, ya que durane el lapso de esudio exisieron diferenes años base 4. Descripción de la meodología para el cálculo de la inflación laene 5 Definiendo Y y P en logarimos naurales como la producción y los precios, y suponiendo que Y y P son series inegradas de orden uno, I(1), y no esán coinegradas, se calcula un modelo VAR esrucural, que expresado en forma de promedio móvil bivariable: Y = + c11 ( k) ε1, k c12( k) k = 0 k = 0 P = + c21 ( k) ε1, k c22( k) k = 0 k = 0 2, k 2 Cuando se define un modelo VAR de dos variables, el vecor del érmino de error e coniene dos componenes. En el caso de los modelos VARE, cieras resricciones esrucurales definen oro vecor de errores ε, compueso por dos elemenos, definidos en ese rabajo como primer ε 1 y segundo ipo de perurbaciones ε 2. 3 Es necesario señalar que bajo la especificación impuesa en el VARE, la propia definición de inflación laene consiuye una de las condiciones de idenificación. 4 Una especificación de la écnica de empalme uilizada se presena en el anexo 1. 5 El desarrollo que se presena en ese aparado esá basado en Enders (2004). Un análisis más riguroso se encuenra en Melo y Hamann (1997). ε ε 2, k 7

8 Esudio IESA En forma más compaca: Y C = P C ( L) ( L) C C ( L) ε1. ( L) ε 2 ε = ( ε1,, ε 2, )' es un vecor ruido blanco, con varianzas consanes y Cij ( L) polinomios en el operador de rezago L. Por ejemplo: 2 3 C11 ( L) = C11(0) + C11(1) L + C11(2) L + C11(3) L +... Por razones de conveniencia, supongamos que la mariz de varianzas y covarianzas de los errores esrucurales es igual a la mariz idenidad. Para uilizar la meodología de Blanchard y Quah, por lo menos una de las variables debe ser no esacionaria, en virud de que variables I(0) no ienen componenes permanenes. Sin embargo, para usar la meodología ambas variables deben ser esacionarias, de ahí que las esemos represenando en primeras diferencias. La clave para descomponer la serie de precios en sus componenes permanenes y esacionarios es suponer que un choque iene un efeco ransiorio y oro permanene sobre la producción. Precisamene esa dicoomía es lo que permie la idenificación del VAR esrucural (las innovaciones esrucurales) a parir del VAR expresado en forma reducida o VAR esándar. Concreamene, suponemos que el choque ε 2 no iene un impaco permanene sobre la producción, por lo ano, el efeco acumulado de ε 2 sobre la secuencia Y es cero. Concreamene, debe cumplirse: k = 0 c En virud de que eso es ciero para cualquier realización de ε 2, debe cumplirse Considerando que las innovaciones esrucurales ransiorias y permanenes no son observables, el problema consise en calcularlas a parir ( k) ε 2, k = 0 k= 0 c12( k) = 0 de un VAR expresado en forma esándar. Dado que las variables son esacionarias, sabemos que la siguiene represenación exise: Donde A ij (k) es un polinomio en el operador de rezago L y e 1 y e 2 son errores de media cero, varianza consane e individualmene no correlacionados serialmene pero correlacionados conemporáneamene. El elemeno clave para la idenificación del VARE es que los residuos del VAR normal o esándar son érminos compuesos de las innovaciones ε 1 y ε 2. Considerado que ambas represenaciones son equivalenes, debe cumplirse: En forma maricial: Si los coeficienes fuesen conocidos, sería posible recobrar las innovaciones ε 1 y ε 2 a parir de los residuos e 1 y e 2. Sin embargo, dada la expresión maricial arriba y la resricción de largo plazo c 12( k) = 0, se k= 0 obienen cuaro resricciones que permien idenificar a los cuaro c ij (0). Los residuos del VAR permien calcular Var (e 1 ), Var (e 2 ), y Cov (e 1, e 2 ), las cuales dado (2) y en virud de que E Y A = P A e e 1 2 [ ε ε ] = c = c ( L) ( L) (0) (0) A A c c ( L) Y. ( L) P e + e e1 = c11( 0) ε 1 + c12(0) ε 2 y e2 = c21(0) ε1 + c22(0) ε 2 (2) y la normalización de la mariz de varianzas y covarianzas de ε, adopan la siguiene forma: Resricción 1: VAR ( e + c (0) ε1. (0) ε ) = c11 (0) 12(0)

9 Esudio IESA Y Resricción 2: Resricción 3: La resricción 4 viene dada por el supueso de que ε 2 no iene impaco sobre la secuencia en el largo plazo. Específicamene: donde: VAR ( e + c I A( L) L = D por ano: En consecuencia: ) = c21(0) 22(0) E( e1. e2 ) = c11(0). c21(0) + c12(0) + c22(0) X = A( L) LX + e Y 1 1 k D a k = 0 [ I A( L)] X = e Y 1 1 A22( L) L = P D A21( L) L = 0 21 a 1 = 1 D 22 ( k) L ( k) L k = 0 k+ 1 k En virud de (2) y haciendo uso de que la secuencia ε 2 no iene impaco de coro plazo en Y y considerando sólo los érminos relevanes, es decir, los que conienen ε 2. Esa expresión debe anularse para cualquier realización de ε 2, por ano la resricción (4) es: k= 0 1 X = [ I A( L) L] e A12( L) L e 1 A L L 11( ) e a k = 0 12 a ( k) L 11 k+ 1 ( k) L k e e = 1 2 k+ 1 k+ 1 a22 ( k) L e1 + a12( k) L. e k= 0 k+ 1 k+ 1 1 a22( k) L c12 (0) ε2 + a12 ( k) L c22(0) ε2 = 0 k= 0 k= 0 1 a22( k) c12(0) + a12( k) c22(0) = 0 k= 0 k= 0 2 El cálculo del residuo laene resula de la aplicación de la siguiene ecuación: e 1, i = c11( 0) ε1, i + c12(0) ε 2, i e 2, i = c21( 0) ε1, i + c22(0) ε 2, i Para los dealles asociados al cálculo de la inflación laene véase el anexo 3. Resulados Deerminación del orden de inegración Para la deerminación del orden de inegración de las variables se aplicó la prueba aumenada de Dickey-Fuller; en el período comprendido enre enero de 1991 y febrero 2005, se deerminó que el IPC y el Índice de Volumen de la Producción Indusrial Desesacionalizado, expresados en logarimos, son I(1), al como se presena en los cuadros 1 y 3: Cuadro 1 Tes de Dickey-Fuller Logarimo del Índice de Precios al Consumidor 1991: :02 Null Hypohesis: LNIPC has a uni roo Exogenous: Consan Lag Lengh: 1 (Auomaic based on SIC, MAXLAG=13) -Saisic Prob.* Augmened Dickey-Fuller es saisic Tes criical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Fuene: Cálculos propios. 9

10 Esudio IESA Cuadro 2 Tes de Dickey-Fuller Diferencia Logarímica del Índice de Precios al Consumidor 1991: :02 Null Hypohesis: DLNIPC has a uni roo Exogenous: Consan Lag Lengh: 0 (Auomaic based on SIC, MAXLAG=13) -Saisic Prob.* Augmened Dickey-Fuller es saisic Tes criical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Fuene: Cálculos propios Cuadro 3 Tes de Dickey-Fuller Logarimo del Índice de Volumen de la Producción Indusrial Desesacionalizado 1991: :02 Null Hypohesis: LVOL_SA has a uni roo Exogenous: Consan Lag Lengh: 2 (Auomaic based on SIC, MAXLAG=13) Augmened Dickey-Fuller -Saisic Prob.* es saisic Tes criical values:1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Fuene: Cálculos propios. Cuadro 4 Tes de Dickey-Fuller Diferencia Logarímica del Índice del Volumen de la Producción Indusrial Desesacionalizado 1991: :02 Null Hypohesis: D(LVOL_SA) has a uni roo Exogenous: Consan Lag Lengh: 1 (Auomaic based on SIC, MAXLAG=13) -Saisic Prob.* Augmened Dickey-Fuller es saisic Tes criical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Fuene: Cálculos propios. En el caso de la Diferencia Logarímica del Índice de Precios al Consumidor (DLNIPC), la hipóesis nula de la exisencia de una raíz uniaria es rechazada al 1 por cieno de significación, como indica el cuadro 3. Es decir, la inflación (medida como la asa de crecimieno del IPC en érminos logarímicos) es esacionaria. En lo que concierne a la diferencia del Logarimo del Índice del Volumen de la Producción Indusrial Desesacionalizado, el rechazo de la hipóesis nula al 1 por cieno ambién sugiere la esacionariedad o inegración de orden cero, I(0), de esa serie. Análisis de coinegración El análisis de coinegración en el marco de modelos ipo VAR, permie inferir la exisencia de relaciones esables a largo plazo enre las variables que lo conforman. Específicamene, se dice que dos variables esán coinegradas si al considerarse de forma conjuna exisen combinaciones lineales enre ellas que reflejen comporamienos esables (esacionarios), aun cuando individualmene sean no esacionarias. Las pruebas de coinegración de Engle y Granger (1987), Johansen (1988), Sock y Wason (1988) y Johansen y Juselius (1990), son las más empleadas para la deerminación de ese 10

11 Esudio IESA ipo de comporamieno. En general, la exisencia de coinegración enre dos variables requiere que la combinación lineal exhiba un orden de inegración inferior al de las variables. Más precisamene, un vecor de variables I(d) esá coinegrado de orden (d,b), expresado como CI (d,b), si exise una combinación lineal que es I(db) siendo b posiiva. La aplicación de la meodología de Quah y Vahey (1995) exige que las dos series, aunque exhiban endencias esocásicas, no esén coinegradas. Para la deerminación de la exisencia o no de coinegración, se aplicó el es de Johansen al modelo VAR consruido a parir del Índice de Precios al Consumidor y del Índice de Volumen de Producción Indusrial Desesacionalizado expresados en forma logarímica. Los resulados se presenan en el siguiene cuadro donde no se documenan vecores de coinegración. Cuadro 5 Tes de Johansen sobre el modelo VAR consruido con información de los logarimos del Índice de Precios al Consumidor y del Índice de Volumen de Producción Indusrial Desesacionalizado (1991: :02) Dae: 07/16/05 Time: 23:41 Sample: 1991M M02 Included observaions: 165 Series: LVOL_SA LNIPC Lags inerval: 1 o 4 Seleced (0.05 level*) Number of Coinegraing Relaions by Model Daa Trend: None None Linear Linear Quadraic Tes Type No Inercep Inercep Inercep Inercep Inercep No Trend No Trend No Trend Trend Trend Trace Max-Eig *Criical values based on MacKinnon-Haug-Michelis (1999) Planeamieno del VAR Luego de esablecer el orden de inegración, se consruyó un modelo VAR para el crecimieno del Índice de Precios al Consumidor (DLNIPC), y la diferencia del logarimo del Índice de Volumen de la Producción Indusrial Desesacionalizado (DLVOL_SA), el cual incluyó res rezagos, res variables dicoómicas y una consane 6. La selección del número de rezagos ópimo se basó en los crierios de Akaike y Schwarz, el análisis 6 Específicamene se incorporó una dummy referida a la variable precios en mayo de 1996, a objeo de considerar el crecimieno aípico de la inflación en ese mes, como consecuencia del levanamieno del conrol de cambios y de precios en abril de ese año. De forma similar se inrodujeron dos variables dummy vinculadas al indicador de volumen en diciembre de 2002 y febrero de 2003, con la finalidad de eviar disorsiones conse-cuencia de la paralización nacional de acividades a parir del mes de diciembre. de las raíces inversas de los polinomios caracerísicos y la prueba de raíz uniaria sobre los residuos, a fin de esablecer si son esacionarios. Un dealle de los resulados obenidos se presena en el anexo 2. Modelo VARE Obenido el modelo VAR, se incorpora la resricción de idenificación, donde la inflación laene corresponde a aquellos cambios en el IPC que no afecan al produco en el largo plazo, luego de un horizone emporal deerminado. A parir de la meodología expuesa aneriormene, se calculó el componene laene del IPC 7. 7 Una limiación presene en el cálculo empírico de ese indicador, es que los residuos esrucurales idenificados represenan el cambio en la inflación laene. Como se señaló aneriormene, en el anexo 3 se dealla la meodología empleada para la recuperación y obención del índice laene. 11

12 Esudio IESA Comparación enre la inflación observada y laene El siguiene gráfico presena los resulados del cálculo anualizado de la inflación laene y su comparación con la evolución anual del Índice de Precios al Consumidor. El comporamieno de la inflación laene hasa el año de 1995 se compora erráicamene reflejando probablemene el impaco de la condición inicial, (ver anexo 3), los generalizados conroles de precios y en paricular el shock de la crisis bancaria. A parir de 1995, la comparación enre la inflación laene y la inflación medida por las variaciones porcenuales del IPC, podemos obener las siguienes conclusiones. Período En general, la inflación laene superó al nivel observado del IPC, siuación que denoa la exisencia de shocks posiivos sobre el produco. El año de 1997 se caracerizó por una fuere desinflación. A parir de 1998 la inflación laene superó a la medida por el IPC, no obsane, ambas medidas ienden a esabilizarse con una ligera endencia a desacelerarse. Esa desaceleración es congruene con la menor asa de depreciación experimenada por el bolívar frene al dólar. De acuerdo con la eoría, ese escenario de la inflación laene superando a la medida, es de carácer emporal al disiparse los efecos posiivos, el crecimieno en el IPC debe converger a la inflación laene, lo cual comienza a ocurrir a parir del año Período Ambos indicadores muesran un comporamieno similar. No obsane, la inflación medida por el IPC iende a desacelerarse, lo cual es explicable por la exisencia de conroles de precios y los choques favorables asociados al mayor precio del peróleo. La inflación laene iende a acelerarse a parir del Ese comporamieno es compaible con el fuere crecimieno experimenado por los agregados monearios como consecuencia del conrol de cambios, el cual ha disminuido sensiblemene los flujos de dólares hacia el exerior por concepo de la cuena capial. Gráfico 1 INFLACIÓN LATENTE 1 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0, M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M M11 var ipc anual var la anual Fuene: Banco Cenral de Venezuela. Cálculos propios. 12

13 Esudio IESA Función de impulso-respuesa Response o Srucural One S.D. Innovaions Gráfico 2 Gráfico 3.05 Response of DLVOL_SA o Shock1.05 Response of DLVOL_SA o Shock Gráfico 4 Gráfico 5 Response of DLNIPC o Shock1 Response of DLNIPC o Shock Los gráficos 2-5 muesran las funciones de impulso respuesa inducidas por los shocks no laene (shock 1) y laene (shock 2) sobre la producción e inflación. Se observa que la perurbación laene (gráfico 3) presena un impaco ligero sobre la producción que iende a esabilizarse rápidamene. La velocidad de ajuse rápida es coherene con la resricción idenificadora, la cual esablece que las perurbaciones laenes son neurales sobre el produco. Es más, la ausencia de impacos sobre el produco es compaible con la exisencia de una curva de Phillips verical. La perurbación no laene (gráfico 2) iene un efeco acumulado susancialmene mayor sobre el produco y le oma más iempo para esabilizarse. Ese resulado es compaible con la noción de que shocks ransiorios de ofera explican innovaciones en la producción y su comporamieno. Las dos perurbaciones impacan diferenemene la inflación. El impaco de la perurbación laene (gráfico 5) es muy acenuado sugiriendo que un aumeno de la canidad de moneda iene una incidencia conemporánea sobre la evolución de los precios. El efeco del shock no laene, que puede inerprearse como una innovación ransioria de ofera, es ligero y iende a esabilizarse con relaiva rapidez (gráfico 4), lo cual es compaible con la hipóesis de que perurba- 13

14 Esudio IESA ciones no laenes inroducen ruido sobre la inflación y no la afecan en el largo plazo. Análisis de descomposición de varianza La descomposición de la varianza del error de predicción indica la proporción de la variación de una secuencia debido a sus propias perurbaciones, y las ocasionadas por perurbaciones de la ora secuencia (variable). En el cuadro 5, se observa que la conribución explicaiva de la perurbación laene al volumen de producción es sisemáicamene menor que el del choque no laene. Es más, la conribución del choque laene es pequeña, nunca mayor al 5 por cieno. Por el conrario, el choque laene explica una ala proporción de la variación de la inflación observada (cuadro 6), mienras que la perurbación no laene nunca explica más del 10 por cieno de la variación de la inflación observada. Esos resulados son consisenes con los planeamienos anes señalados, relaivos al papel que juegan las perurbaciones laenes y no laenes en la evolución de la producción y la inflación. Cuadro 5 Variance Decomposiion of DLVOL_SA: Period S.E. Shock_NLAT Shock_LAT Cuadro 6 Variance Decomposiion of DLNIPC: Period S.E. Shock_NLAT Shock_LAT Conclusiones y recomendaciones El concepo eórico de inflación esá referido a la evolución sosenida en el nivel general de precios. En la prácica, el crecimieno porcenual del IPC es la medida de inflación más uilizada. No obsane, ese indicador sólo consiuye el promedio de las variaciones en el coso de un conjuno de bienes y servicios para un consumidor ípico, además de esar influenciado por facores esacionales, irregulares y cíclicos, cambios en precios relaivos, enre oros, los cuales pueden raducirse en una definición errónea de la inflación. En ese rabajo de invesigación se define, calcula y analiza una medida alernaiva de inflación, complemenaria al Índice de Precios al Consumidor, denominada inflación laene, la cual se define como el crecimieno de los precios que exisiría en ausencia de choques al produco de largo plazo. Esa noción es compaible con la exisencia de la curva de Phillips verical al largo plazo. Para obener ese indicador, se emplea la meodología propuesa por Quah y Vahey (1995), 14

15 Esudio IESA bajo el supueso de que los cambios en el IPC son afecados por dos clases de perurbación. El primer ipo (perurbaciones no laenes) afecan el produco real del mediano al largo plazo, mienras que el segundo, perurbación laene, no lo impaca en el largo plazo. En ese conexo, el componene laene de la inflación se asocia a aquel aumeno de precios que se obendría en ausencia de la primera clase de perurbaciones. No obsane, debe señalarse que los cálculos y resulados presenados son suscepibles de ser ampliados. Específicamene, en el caso de la inflación laene, limiaciones de carácer esadísico imposibiliaron el empleo del Indicador Mensual de Acividad Económica (IGAEM), calculado mas no publicado por el Banco Cenral de Venezuela, el cual comprende una proporción represenaiva (80 por cieno) del oal de las acividades producivas desarrolladas en el país, en érminos del Produco Inerno Bruo (PIB). Por ora pare, pudiesen incorporarse nuevas variables e imponer resricciones adicionales a la esrucura dinámica del VAR. Finalmene, si bien el cálculo de la inflación laene conribuye a la comprensión del fenómeno inflacionario venezolano, consideramos que debe ser de inerés para las auoridades responsables de la oma de decisiones de políica económica coninuar el análisis de esas y oras medidas complemenarias. Un indicador complemenario que incremenaría nuesro enendimieno del fenómeno inflacionario es el cálculo de la llamada inflación permanene o de largo plazo. Eso debe ser objeo de invesigación fuura. 15

16 Esudio IESA ANEXO 1 DESCRIPCIÓN DE LA METODOLOGÍA PARA EL EMPALME DE LA SERIE DEL ÍNDICE DE VOLUMEN DE LA PRODUCCIÓN INDUSTRIAL El indicador de volumen empleado en el cálculo de la inflación laene (Índice de Volumen de la Producción Indusrial), experimenó modificaciones en lo que respeca al año base uilizado como referencia para su presenación. Específicamene, la información disponible desde 1991 hasa 1996 esaba expresada en érminos del año base 1992, y de allí en adelane del año base Por al moivo, fue necesario aplicar écnicas de empalme que permiiesen expresar la oalidad de la serie en función de la base más reciene. El empalme es el procedimieno a ravés del cual se efecúa un enganche enre las bases consideradas, dividiendo el índice correspondiene a la base anerior enre el índice expresado en érminos de la nueva base, para el período. En el caso de ese rabajo, se seleccionó el mes de enero de 1997 como pivoe, al ser el primer período asociado al nuevo año base. coef = IPC IPC enero97,1992= 100 enero97,1997 = 100 El resulado de ese cociene, conocido como coeficiene de empalme, se uilizó para dividir odos los índices de la base 1992, obeniéndose de esa manera la serie empalmada, la cual debe expresar exacamene las mismas variaciones reflejadas en la serie original. 16

17 Esudio IESA ANEXO 2 CRITERIOS PARA LA SELECCIÓN DEL MODELO VAR 1. Crierio de información de Akaike y Schwarz: Ambos penalizan la inclusión de rezagos no significaivos en la especificación del modelo: 2 k SRC CIA = + ln ; CIS = n n k n ln. n + ln SRC n donde: k= número de rezagos (incluyendo la inersección) n= número de observaciones SRC= suma de los residuos al cuadrado Al comparar varios modelos, se prefiere aquel con un menor valor para ambos. VAR Lag Order Selecion Crieria Endogenous variables: DLVOL_SA DLNIPC Exogenous variables: C DUM_P DUM_V12 DUM_V2 Dae: 07/16/05 Time: 23:22 Sample: 1991M M02 Included observaions: 157 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ NA 8.58e e * e * e-07* * e e e e e e e e * 2.84e * indicaes lag order seleced by he crierion LR: sequenial modified LR es saisic (each es a 5% level) FPE: Final predicion error AIC: Akaike informaion crierion SC: Schwarz informaion crierion HQ: Hannan-Quinn informaion crierion 17

18 Esudio IESA Se decidió omar el número de rezagos sugerido por el crierio de información de Akaike (3), ya que en érminos generales el crierio de Schwarz iende a subesimar el número de rezagos. 2. Inversa de las raíces de los polinomios AR caracerísicos Esa herramiena del programa economérico EViews repora la inversa de las raíces asociadas a los polinomios AR caracerísicos. Si el modelo VAR especificado es esable a largo plazo (esacionario), odas las raíces deben ener módulos menores a la unidad. Roos of Characerisic Polynomial Endogenous variables: DLVOL_SA DLNIPC Exogenous variables: C DUM_P DUM_V12 DUM_V2 Lag specificaion: 1 3 Dae: 07/16/05 Time: 23:24 Roo Modulus i i i i No roo lies ouside he uni circle. VAR saisfies he sabiliy condiion. 3. Esacionariedad de los residuos Para que el modelo VAR especificado se considere represenaivo, los residuos de la regresión deben ser ruido blanco. Por al moivo, se aplicó el es de Dickey-Fuller sobre los residuos de la inflación y el logarimo del índice de volumen de la producción indusrial; rechazándose la hipóesis de la exisencia de raíz uniaria al 5 por cieno de significancia, al como se presena en los siguienes cuadros de salida: 18

19 Esudio IESA Tes Dickey-Fuller Residuos de inflación del modelo VAR 1991: :02 Null Hypohesis: RES_IPC has a uni roo Exogenous: Consan Lag Lengh: 0 (Auomaic based on AIC, MAXLAG=13) -Saisic Prob.* Augmened Dickey-Fuller es saisic Tes criical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Fuene: Cálculos propios. Tes Dickey-Fuller Residuos de LNVOL_SA del modelo VAR 1991: :02 Null Hypohesis: RES_VOL has a uni roo Exogenous: Consan Lag Lengh: 0 (Auomaic based on AIC, MAXLAG=13) -Saisic Prob.* Augmened Dickey-Fuller es saisic Tes criical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Fuene: Cálculos propios. 19

20 Esudio IESA ANEXO 3 CONSTRUCCIÓN DEL IPC LATENTE A PARTIR DE LOS RESIDUOS ESTRUCTURALES Basados en los residuos esrucurales asociados a la definición de inflación laene y obenidos a parir de la ecuación (2) especificada en la sección Meodología, a coninuación se describe el procedimieno uilizado para el cálculo del IPC laene de cada período: 1. En el período, el residuo esrucural laene represena la diferencia enre la inflación observada y la inflación laene calculada: Λ Re sla = d ln ipc d ln ipcla (1) 2. De la relación anerior, puede conocerse la inflación laene calculada: Λ d ln ipcla = d ln ipc Re sla (2) 3. A parir de la ecuación (2), puede especificarse la inflación laene calculada como una diferencia logarímica: Λ ln ipcla = Lnipcla Lnipcla 1 d (3) En ese puno, no se conoce el logarimo del IPC laene correspondiene al período -1. Se supone que el mismo es igual al logarimo del IPC observado: Lnipcla Lnipc (4) = 1 1 Susiuyendo (4) en (3), se obiene el logarimo del IPC laene del período : Λ Lnipcla Λ = Lnipc 1 + d ln ipcla (5) Finalmene, el IPC laene del período resula de la inegración del resulado de la ecuación (5). Para el período +1, se sigue la misma meodología especificada en las ecuaciones (1) y (2), susiuyendo el logarimo del IPC observado de la ecuación (3) por el cálculo del logarimo del IPC laene, obenido mediane la ecuación (4). 20

21 Esudio IESA Bibliografía Álvarez, L. y M. de los Llanos Maea (1999): Underlying Inflaion Measures in Spain. Documeno de Trabajo, N 991. Madrid: Banco de España. Banco Cenral de Venezuela (varios años): Informe Económico. Caracas: BCV. Blanchard, O. y D. Quah (1989): The Dynamic Effecs of Agregae Demand and Supply Disurbances. American Economic Review, 79. Blanco, E. y B. Reyes (1999): Inflación Subyacene, Documeno de Trabajo, N 19. Caracas: Banco Cenral de Venezuela. Enders, W. (2004): Applied Economeric Time Series, segunda edición. John Wiley. Engle, R. y C. Granger (1987): Coinegraion and Error-Correcion: Represenaion, Esimaion and Tesing. Economerica, 55. Espasa, A. y J.R. Cancelo (1993): Méodos cuaniaivos para el análisis de la coyunura económica. Madrid: Alianza Ediorial. Fermín, Z. y E. Paracare (2000): Un indicador mensual de acividad económica (IGAEM). Documeno de rabajo, N 22. Caracas: Banco Cenral de Venezuela. Johansen, S. (1988): Saisical Analysis of Coinegraing Vecors. Journal of Economics Dynamics and Conrol, 12. Johansen, S. y K. Juselius (1990): Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Applicaion o he Demand for Money. Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52. Maeos, C. y A. Gayán (1998): Medidas alernaivas de inflación. Serie Documenos de Invesigación. Documeno No México: Banco de México. Melo, L. y F. Hamann (1997): Inflación básica: Un análisis basado en VAR esrucurales. Documeno de Trabajo. Colombia: Banco de la República. Quah, D. and S.P. Vahey (1995): Measuring Core Inflaion. The Economic Journal. Sepember, Sock, J. y M. Wason (1988): Tesing for Common Trends. Journal of he American Saisical Associaion, 83. Valverde, A.C., E. Salas y J.C. Solano (2002): Aspecos concepuales sobre series de iempo: Nociones básicas. DIE / 02/ 2002 NT. Cosa Rica: Banco Cenral de Cosa Rica. 21