Tendencias comunes y análisis de la políica moneariaen el Perú Diego Winkelried y Marco Vega dwinkelried@bcrp.gob.pe, mvegad@bcrp.gob.pe 1. Inroducción y moivación 1 Una de las pregunas de mayor inerés en maeria de políica monearia es cómo ésa afeca al gaso agregado y a los precios. En oras palabras, cuáles son los mecanismos de ransmisión de la políica monearia, cuáno iempo ardan las acciones del Banco Cenral en raducirse en movimienos de la inflación y en qué magniud ése debe fijar sus insrumenos de políica para alcanzar algún objeivo. Para responder a esas inerroganes, la meodología de vecores auorregresivos (VAR) ha jugado un rol proagónico 2. Ello se debe a que esos modelos consiuyen una manera direca (y fácil de comprender) de resumir las relaciones dinámicas enre un conjuno de variables. Bajo esa perspeciva, la idea es esimar un sisema de ecuaciones donde se pueden diferenciar dos grupos de variables: informaivas u objeivo (como la asa de inflación o el crecimieno del produco) y variables de políica (como la asa de inerés o la base monearia). Luego, a ravés del análisis de respuesas a impulsos se encuenra la relación enre las variables conroladas por la auoridad monearia y las variables macroeconómicas de inerés. Más aún, para idenificar choques de políica monearia, se uilizan usualmene dos ipos de resricciones que raan de conciliar las predicciones de la eoría económica con el modelo esadísico llamado forma reducida. Por un lado, se encuenran las que reflejan supuesos de neuralidad de las variables nominales (choques nominales no ienen efecos reales) u oros efecos en el largo plazo. Por oro lado, esá la prácica más común de uilizar algún conocimieno sobre los procedimienos operaivos del banco cenral e imponer resricciones sobre la dinámica de coro plazo del VAR, como en Bernanke y Mihov (1998) 3. En el caso peruano, aunque la evidencia empírica sobre los mecanismos de rasmisión de la políica monearia es escasa 4, los modelos VAR ambién han primado. Dado que durane los 90s la políica monearia se basó en el conrol de la emisión primaria y, por ano, la asa de inerés del mercado moneario poseía poco valor informaivo sobre la posición de la políica monearia, la evidencia empírica favorece el uso de agregados monearios como variables de políica. Así, mienras que Bringas y Tuesa (1997) hallan que el efeco liquidez es imporane en el Perú, León (1999) encuenra que un cambio en el circulane en moneda nacional iene efecos sobre la inflación en un horizone de 4 a 14 meses. Por su pare, Quispe (2000) muesra que el alo grado de dolarización de acivos no afeca el poder de la políica monearia: choques a la asa de expansión de la base El auor es analisa de la Unidad de Modelos Economéricos. Agradece a Hugo Perea por su inerés en odas las eapas de esa invesigación y por sus valiosos comenarios. Asimismo, esá en deuda con Paul Casillo, Marco Vega, Vicene Tuesa y Gonzalo Llosa, cuyas aceradas observaciones permiieron enriquecer el conenido de ese documeno. Las opiniones aquí veridas son exclusiva responsabilidad del auor y no represenan necesariamene las del BCR. 1 Deseo agradecer a Shirley Miller por la recopilación bibliográfica de esa sección. 2 Para una revisión, consúlese Chrisiano y oros (1998). 3 La meodología de Bernanke y Mihov (1998) ha sido muy influyene. En el Perú ha sido aplicada en Quispe (2000). 4 Véase Armas y oros (2001) para una recopilación.
BANCO CENTRAL DE RESERVA DEL PERÚ monearia ienen un impaco significaivo sobre la asa de inflación, cuyo nivel máximo se manifiesa enre los 8 y 16 meses. Rossini (2001) encuenra efecos similares, con un rezago de políica monearia de 3 a 5 rimesres. Esa evidencia parece favorecer la idea de que, a pesar del alo grado de dolarización de la economía y de no considerar direcamene las asas de inerés como insrumeno de políica, el canal moneario o canal de asa de inerés opera. Ese canal esablece que la auoridad monearia induce cambios en la asa de inerés nominal de coro plazo a ravés de variaciones en la canidad de dinero de la economía. En un mundo de precios rígidos, ese cambio afeca a las asas de inerés reales de coro y largo plazo 5 y, luego, a las decisiones de inversión de las empresas y las decisiones de gaso de los consumidores. Esas modificaciones en la demanda agregada ienen efecos, a su vez, en la asa de inflación. A conocimieno del auor, el único documeno donde se observa direcamene ese canal es Barrera (2000), quien sosiene que la asa de inerés de los CDBCRP es un buen indicador sobre la posición de la políica monearia. En ese documeno se planea y esima un nuevo modelo VAR para evaluar los mecanismos de ransmisión de la políica monearia en el Perú. Sin desmerecer los esudios mencionados, exisen dos diferencias que afinan lo enconrado en la evidencia previa. En primer lugar, se dispone de una mayor canidad de daos que permie esimar con mayor confiabilidad las principales relaciones económicas de la economía peruana 6. Asimismo, como se dealla en el Anexo 1 exise ciera preocupación por inroducir direcamene una asa de inerés en el VAR (y prescindir del uso de agregados monearios), pues desde inicios del año 2002 ésa resula ser el insrumeno de políica del BCR en el conexo del esquema de meas de inflación. La segunda diferencia, mucho más imporane, es que hasa el momeno no se ha realizado un ejercicio de idenificación sobre los canales de ransmisión monearia. El principal moor de ese esudio es precisamene la idenificación y la imposición de resricciones de coro y largo plazo. Para ales efecos, se esudia la exisencia de relaciones de coinegración que esbocen el equilibrio macroeconómico de largo plazo y se esima un modelo de corrección de errores (MCE) para analizar las consecuencias de choques esrucurales (sobre odo con efecos permanenes) y, por supueso, los efecos de choques monearios sobre el produco y la inflación. Los resulados respaldan la exisencia de un canal de asa de inerés como posible mecanismo de acción de la políica monearia. Las esimaciones muesran que un choque que conlleva a un aumeno en la asa de inerés nominal domésica de coro plazo en 1.0 puno porcenual genera, un año después de ocurrido el choque un incremeno de 0.5 punos porcenuales en la asa de inerés real en nuevos soles, una apreciación nominal de enre 0.5 y 0.75 por cieno y una depreciación esperada del mismo orden, una desaceleración la acividad económica al conraer la brecha del produco enre 0.5 y 0.6 por cieno y, finalmene, una disminución de la inflación enre 0.2 y 0.3 por cieno, en érminos anuales. Es bueno aclarar, sin embargo, que esa propuesa es úil como primera aproximación en el esudio de los mecanismos de ransmisión de la políica monearia en el Perú. Es necesario realizar esudios más específicos para perfilar mejor cada posible canal de ransmisión. A saber, si el efeco comprobado de cambios en la asa de inerés sobre el PBI e inflación se da a ravés de variaciones en el crédio, efecos liquidez o aleraciones en las decisiones ineremporales del consumo. El reso del documeno se organiza de la siguiene manera. En la segunda sección se repasan algunos elemenos meodológicos sobre coinegración y modelos de corrección de errores. En paricular, se enfaiza la represenación en endencias comunes de un modelo VAR como herramiena que permie idenificar efecos de largo plazo. En la ercera sección se describe el modelo por esimar y se planean cieras hipóesis sobre el equilibrio de largo plazo. Además, se ensaya un esquema de idenificación enaivo. En la cuara sección se esima el modelo y se presenan sus propiedades esadísicas. La quina sección analiza el efeco de los diversos choques esrucurales en las variables del MCE. Finalmene, la sexa sección concluye y sugiere algunos lineamienos para la invesigación fuura. 5 Una expansión monearia puede afecar las asas de inerés reales en dólares, que son imporanes en una economía dolarizada, indirecamene (pero en la misma dirección que las asas en nuevos soles) a ravés de la depreciación esperada. 6 Los daos esán disponibles desde los primeros años de los 90s.
2. Aspecos meodológicos 7 La represenación general de un modelo VAR para el vecor de n variables x es x = θ+ Λ( L) x + ε [1] 1 donde ε es un vecor de residuos con una mariz de covarianzas (no diagonal) Ω de orden n y Λ(L) es un polinomio maricial en el operador de rezagos L (L j x = x j ). El sisema [1] puede ser concebido como la forma reducida de un modelo económico esrucural subyacene. Ese modelo económico puede obenerse ras imponer resricciones en los parámeros del VAR. Usualmene, las variables macroeconómicas conenidas en el vecor x presenan raíces uniarias, es decir son procesos no esacionarios. En al caso, algunos de los choques que afecan a x ienen efecos permanenes y la eoría asinóica convencional no es aplicable para la inferencia del modelo. Sin embargo, ípicamene se encuenra que el vecor de diferencias x es esacionario así como cieras combinaciones lineales de las variables de x, eso es, x es coinegrado de orden (1,1). Bajo coinegración, el VAR en niveles [1] es un sisema que coniene resricciones y puede ser rescrio como un modelo de corrección de errores (MCE), x = θ+ Κ x + α β x + ε [2] ( L) 1 ( 1) Las marices α y β son de orden n r al que αβ = I n Λ(1) y, como se comprueba en Johansen (1991), son de rango r. Las columnas de β son los denominados vecores de coinegración que pueden ser inerpreadas como relaciones económicas de largo plazo. El vecor β x coniene las r combinaciones lineales de los elemenos del vecor x que son esacionarias, ípicamene denominadas desequilibrios o errores. Por ello, los elemenos de α son coeficienes de ajuse y describen cómo los desequilibrios aleran al vecor x o, en oras palabras, cómo deben ajusarse las variables para corregir esos desequilibios. Dado que el MCE involucra sólo variables esacionarias, la eoría asinóica esándar es aplicable y puede uilizarse para inferir sobre los elemenos de Κ(L), α y θ. Conviene mencionar dos resulados sumamene imporanes en la lieraura de coinegración y que serán de uilidad en el análisis empírico. El primero iene que ver con la nauraleza de los choques que afecan al MCE. Se dice que si una variable presena una raíz uniaria (es inegrada de orden uno) coniene una endencia esocásica e implica que los choques a los que esá sujea pueden ener efecos permanenes. Del mismo modo, como demuesran Sock y Wason (1988) y luego King y oros (1991), si un vecor de n variables iene r relaciones de coinegración, las variables son conducidas por k = n r endencias esocásicas. Así, el VAR resringido [1] iene, a su vez, la siguiene represenación de endencias comunes x = κ+ Γτ + ϖ [3] donde ϖ es un vecor de componenes esacionarios 8 y τ es un vecor de dimensión k que coniene endencias esocásicas, τ = τ + ϕ [4] 1 Como se aprecia en [4], el vecor ϕ guarda los k choques de efecos permanenes (que afecan las endencias). Al incluir [4] en [3] se obiene luego 7 La discusión meodológica de esa sección es breve y puede ser insuficiene para el lecor no familiarizado con la lieraura de coinegración. Ésa es abundane y se invia a revisar, enre oros, a Davidson y MacKinnon (1993), Warne (1993), Hamilon (1994) y Favero (2001), para mayores dealles. 8 Consúlese Warne (1993) para dealles sobre la represenación en endencias comunes.
BANCO CENTRAL DE RESERVA DEL PERÚ j= 0 j x = κ+ Γ ϕ + ϖ [5] de modo que la mariz Γ recoge los efecos de largo plazo de algún choque permanene sobre x. El segundo resulado de imporancia alude a la idenificación del modelo, es decir al proceso de cómo imponer resricciones económicamene razonables para pasar de un sisema neamene esadísico a un modelo con relaciones económicas claras. La idenificación del sisema coinegrado implica el esudio de básicamene res marices: La primera es la mariz β, cuyos elemenos son coeficienes de largo plazo, La segunda mariz se observa en la ecuación [5] y es la que recoge los efecos de choques permanenes en el vecor x (Γ) y Finalmene, la ercera mariz es muy familiar en la lieraura de VAR esrucural 9 y relaciona los residuos de la forma reducida [1] (ó [2]) con un vecor de choques esrucurales no observables, ε = Φv. Como se explica en Hamilon (1994) y Favero (2001), la idenificación de β es independiene de la idenificación de las marices Γ y Φ. Eso quiere decir que se puede proceder secuencialemene: primero esimar e inferir sobre los vecores de coinegración β y luego, condicionados a esa mariz, idenificar y esimar Γ y Φ. Ese es precisamene el enfoque que se adopa a coninuación. 3. Un modelo esilizado: equilibrios de largo plazo e idenificación En esa sección se describe un modelo que incluye el mínimo número de variables necesario para hacer análisis de políica monearia en una economía pequeña y abiera. A saber, x = [ ] y p i e y p i Las variables consideradas son el PBI real (y ), el índice de precios al consumidor (p ), la asa de inerés del mercado de dinero (i ), el ipo de cambio nominal (soles por dólar, e ) e indicadores de acividad (y *), precios (p *) y asa de inerés (i *) inernacionales 10. 3.1 El largo plazo Dado el vecor x, podría pensarse en res relaciones de coinegración que describen el equilibrio de largo plazo en un marco analíico similar a un modelo IS-LM de economía abiera: el equilibrio en el mercado de bienes local (una curva IS), el equilibrio en el mercado financiero local (una condición de paridad de asas de inerés) y el equilibrio en el mercado exerno 11. Recordando el imporane resulado de Sock y Wason (1988) y King y oros (1991), ese esquema implica la exisencia de k = 4 endencias esocásicas (n = 7 y r = 3), cifra basane razonable y fácilmene inerpreable. En modelos de equilibrio general, por ejemplo en Svensson (2000), es usual asumir que las variables reales son 9 Véase Favero (2001). 10 Para mayor dealle sobre las variables uilizadas, consúlese el Anexo 1. Es muy imporane mencionar que sendas pruebas de (no) esacionariedad fueron incapaces de rechazar la presencia de raíz uniaria en los elemenos del vecor x, pero sí en sus diferencias. De ese modo, la asa de crecimieno del PBI, las inflaciones y la depreciación nominal resularon ser variables esacionarias. Además, se concluyó que los diferenciales y y * e i i * ambién poseían una raíz uniaria, juno con el ipo de cambio real e + p * p. Esas pruebas no se reporan pero pueden soliciarse al auor. 11 Véase Luque y Vega (2003). Un supueso de idenificación es la neuralidad de variables nominales. Por ese moivo, en el equilibrio de largo plazo no se conempla la exisencia de una ecuación de ofera agregada (una Curva de Phillips).
guiadas por choques ecnológicos mienras que las variables nominales son afecadas, además, por choques nominales como cambios en la ofera de dinero o en las asas de inerés. Ello lleva a racionalizar la exisencia de dos endencias domésicas, una real y una nominal. Si se incluyen asimismo dos endencias exernas similares, se consiguen las 4 endencias esocásicas mencionadas. Más aún, considerando que en el vecor x se ienen 4 variables domésicas, se requieren de 2 vecores de coinegración que esbocen el equilibrio inerno y jusifiquen la exisencia de las dos endencias domésicas. Por su pare, un único vecor de coinegración que vincule a las endencias real y nominal exernas es consisene con las 3 variables exernas resanes. Por oro lado, pueden uilizarse argumenos por conradicción para jusificar k = 4 (r = 3). Si k < 4 (r > 3), se endría que los choques reales enre las economías domésica y exerna son virualmene los mismos, lo que implicaría una relación esacionaria enre y e y *, supueso que no es del odo razonable considerando el reducido grado de inegración (sobre odo comercial) del Perú 12. Alernaivamene, ocurriría que los choques nominales enre economías son los mismos, lo que se daría si el ipo de cambio nominal fuera esacionario. Por ora pare, si k > 4 (r < 3), se endrían equilibrios múliples (modelos de profecías auocumplidas, por ejemplo) 13 y no sería posible enconrar una condición de equilibrio esacionaria en el mercado financiero. Se concluye pues que r = 3 es concepualmene jusificable. Concluido que r = 3, cabe pregunarse qué forma ienen los vecores de coinegración? Conviene planear cieras hipóesis y resricciones sobre la mariz de coeficienes de ajuse (α) y los vecores de coinegración (β) en el MCE para conseguir una siuación de largo plazo con senido económico. 3.1.1 Equilibrio en el mercado de bienes domésico La primera relación de coinegración puede escribirse como z = ( e + p p ) +β y +β i +β y +β i [6] 1 11 13 15 17 y es inerpreada como una expresión general de equilibrio en el mercado de bienes local. La relación ha sido normalizada de modo que los desequilibrios se reflejen en desalinamienos del ipo de cambio real, e + p * p. Resula ineresane examinar la ecuación [6]. Supóngase por un momeno que β 11 = β 13 = β 15 = β 17 = 0. Ello implica que el precio relaivo enre los bienes domésicos y exernos (el ipo de cambio real) es esacionario o, en oras palabras, que en el largo plazo se cumple la eoría de Paridad de Poder de Compra (PPC). No obsane, un hecho empírico es que el ipo de cambio real no es esacionario 14, además resula difícil enconrar argumenos para defender esa eoría como válida para el Perú. En primer lugar, para que se cumpla es necesaria una cercana susiuibilidad enre los bienes ransables domésicos y exernos, lo que no ocurre en un país donde la mayoría de exporaciones son commodiies mienras que el grueso de las imporaciones corresponde a bienes de capial, maquinarias o bienes procesados 15. Relacionado con ello, y en segundo lugar, exisen diferencias marcadas enre la esrucura y procesos producivos peruanos y exernos que impiden la rápida convergencia ecnológica e imponen cieros cosos no conemplados en la PPC 16. No obsane, si bien el equilibrio en el mercado de bienes no implica el cumplimieno de la PPC, se espera que el ipo de cambio real coinegre con variables que reflejen las diferencias producivas y el comporamieno de la 12 En De la Cuba y Winkelried (2003) se encuenra que choques de demanda inerna explican una proporción considerable de la variabilidad del produco en economías Lainoamericanas. Para el Perú la proporción es cercana al 50 por cieno. 13 Mayor discusión se encuenra en Jacobsson y oros (2002). 14 Véase la noa a pie número 10. 15 Véase Ferreyra y Herrada (2003). 16 En general, se raa de la presencia del efeco Balassa-Samuelson. Consúlese Arena y Tuesa (1998).
BANCO CENTRAL DE RESERVA DEL PERÚ ofera y demanda de bienes domésicos y exernos, y e y *, y que evenualmene guarde una relación esable con variables que recojan las diferencias en los mercados financieros o en el coso relaivo del capial, i e i *. Así, es posible planear hipóesis sobre el signo de los coeficienes de ese primer vecor de coinegración. La lieraura sobre el ipo de cambio real de equilibrio concluye que mejoras en la producividad de la economía local relaivas a la de sus socios comerciales conllevan a una apreciación real, es decir, β 11 > 0 y β 15 < 0. En senido esrico, la apreciación real se debe a incremenos en la razón de producividades y y *, que implica que β 11 = β 15. Sin embargo, la información uilizada (mensual) impide obener cifras corregidas por el crecimieno de los facores de producción, por lo que a priori no se espera ni se impone que la igualdad se cumpla. Por su pare, dado el valor posiivo β 11 debe darse que β 13 > 0 para asegurar una relación negaiva de largo plazo enre la asa de inerés local y el produco (la pendiene de la curva IS, ver la ecuación [7]). Asimismo, por el mismo argumeno, se espera que β 17 > 0 17. Anes de proseguir conviene deenerse a analizar la nauraleza de las variables involucradas en [6], rescribiendo esa ecuación como 1 β β β 1 i = ( e + p p ) y y i + z 11 15 17 1 β13 β13 β13 β13 β13 En eoría, una curva IS como [7] debería incluir sólo variables reales en la deerminación del equilibrio y no variables nominales como las asas de inerés consideradas. Sin embargo, no exise evidencia suficiene para negar que la inflación domésica y exerna sean esacionarias 18. Por ello puede prescindirse de ellas en la relación de coinegración y seguir inerpreándola como un equilibrio enre variables reales. De hecho, si las asas reales son, en el largo plazo, las asas nominales menos la inflación (r = i π y r * = i * π *), se iene [7] 1 β11 β15 β17 1 β17 r = ( e + p p) y y r + z1 π π β13 β13 β13 β13 β13 β13 [8] que es la versión real de [7]. Dada la evidencia empírica, el érmino enre parénesis a la derecha de [8] es esacionario lo que implica la coinegración enre r y los deerminanes de la curva IS. Más imporane aún, los coeficienes de [8] son exacamene los mismos que los coeficienes de [7] por lo que, dadas las inflaciones esacionarias, [7] rescaa adecuadamene el equilibrio en el mercado local de bienes 19. Para analizar los coeficienes de ajuse asociados con ese vecor de coinegración, es decir para averiguar cuáles son los mecanismos que corregirían un desequilibrio en el mercado de bienes local, considere la ecuación y α 11 y 1 p 21 p α 1 i α 31 β11 1 β13 1 β15 1 β17 i 1 e = α 41 e 1 + K y α 51 y 1 p α 61 p 1 i 71 i α 1 [9] 17 Más aún, la exisencia de una prima por riesgo posiiva en el largo plazo (ver ecuación [11]) hace esperar que β 17 > β 13. 18 Véase la noa a pie número 10. 19 Además, la hipóesis de neuralidad asumida en odo el documeno implica que la varianza de largo plazo de la asa de inerés nominal esaría explicada por la asa de inerés real. En el Cuadro 5 de la sección de resulados se encuenra que más del 70 por cieno de la volailidad de la asa de inerés nominal en el largo plazo se debe a choques reales. El 30 por cieno resane corresponde a perurbaciones nominales, lo que da una idea general de las diferencias cuaniaivas enre [7] y [8].
El supueso de pequeña economía abiera implica que α 51 = α 61 = α 71 = 0. Eso es, las variables exernas no responden ane desequilibrios domésicos. Por su pare, una subvaluación real (z 1 < 0) presiona al alza al ipo de cambio (depreciación nominal) o hacia abajo al nivel de precios inernos, lo que se raduce, respecivamene, en α 41 < 0 y α 21 > 0. El mismo mecanismo de corrección se aplica en el caso de una sobrevaluación real de la moneda. Finalmene, una subvaluación real (z 1 < 0) implica un exceso de ofera en el mercado de bienes que se corregiría con un desplazamieno hacia la izquierda de la curva IS de largo plazo. Ello ocurre si α 11 < 0 y α 31 < 0. 3.1.2 Equilibrio en el mercado financiero La segunda relación de largo plazo es z = ( i i ) +β y +β ( e + p p ) +β y [10] 2 21 24 25 y puede ser enendida como el equilibrio en el mercado financiero. De acuerdo con la paridad descubiera de asas de inerés, el diferencial de asas es igual a la depreciación esperada (esacionaria) más una prima por riesgo (no observable). Es bueno noar que el supueso β 21 = β 22 = β 24 = β 25 = β 26 = 0 implica una prima por riesgo esacionaria, lo que es difícil de susenar debido a la consane innovación de los mercados financieros y por la hipóesis de mercados eficienes. De ese modo, se espera que el diferencial i i * coinegre con variables que afecen a la prima por riesgo y que brindan una descripción general del perfil de la economía local relaivo a las economías exernas. Si ξ denoa a la prima por riesgo de largo plazo, es úil rescribir la ecuación [10] como i i = β y β ( e + p p ) β y + z =ξ + z [11] 21 24 25 2 2 Considerando una posición fundamenalisa sobre los deerminanes de largo plazo de la prima por riesgo, una mejora en producividad reducirá la prima por riesgo de modo que β 21 < 0 y β 25 > 0. Nuevamene, no se anicipa nada con respeco a la magniud de esos parámeros, en paricular si β 21 = β 25 < 0. Por su pare, el signo de β 24 puede ser conroversial. Por un lado, un mayor ipo de cambio real puede conllevar, por argumenos convencionales de mayor compeiividad en el secor ransable, a una reducción de la prima por riesgo, β 24 > 0. No obsane, en una economía dolarizada como la peruana es necesario considerar el canal de hoja de balance por lo que el mayor ipo de cambio real podría asociarse con un debiliamieno del parimonio de las empresas del secor producivo y, por ano, un incremeno en la prima por riesgo, β 24 < 0 20. Considere la ecuación [12] para el análisis de los coeficienes de ajuse, y α 12 y 1 p 22 p α 1 i α 32 i 1 e 42 21 24 1 24 25 24 1 = α β β β β β e 1 +K y α 52 y 1 p α 62 p 1 i 72 i α 1 [12] El supueso de pequeña economía abiera es nuevamene uilizado para resringir algunos coeficienes de ajuse para esa relación de largo plazo. Punualmene, α 52 = α 62 = α 72 = 0. Por oro lado, se espera que α 32 < 0 para que se dé el mecanismo de corrección de errores y α 12 > 0 en ano una mayor prima por riesgo exigirá una mayor 20 Morón y Winkelried (2002) discuen ampliamene las implicancias de los efecos de hoja de balance.
BANCO CENTRAL DE RESERVA DEL PERÚ producción para ser reducida. Los signos de los coeficienes α 22 y α 42 dependen de la relación que exisa enre la depreciación real y la prima por riesgo. Considere una siuación inicial donde la prima por riesgo se encuenre por encima de su valor de equilibrio. Si α 22 < 0 y α 42 > 0, la reducción necesaria para diluir el desequilibrio se da con una depreciación real. Nuevamene, esa relación es la predicción convencional de modelos de economía abiera sin dolarización. En una economía dolarizada, no obsane, se espera lo conrario: α 22 > 0 y α 42 < 0, por lo que una apreciación real mejorará los indicadores financieros del secor producivo y reducirá consecuenemene la prima por riesgo 21. 3.1.3 Equilibrio en el mercado exerno La úlima relación de largo plazo es z = i +β y +β p [13] 3 35 36 e involucra el equilibrio exerno. El supueso β 31 = β 32 = β 33 = β 34 = 0 se raduce en que no hay razón para sosener que alguna de las variables domésicas afecará la deerminación del equilibrio de largo plazo enre las variables exernas. Por su pare, observando la ecuación [14], y α13 y 1 p α23 p 1 i α 33 i 1 e = α e + K 43 1 y 53 0 0 0 0 35 36 1 α β β y 1 p α63 p 1 i α 73 i 1 [14] se concluye que α 13 = α 23 = α 33 = α 43 = 0. Se espera, asimismo, que α 73 < 0. 3.2 Idenificación de choques Una vez deerminadas cuáles son las relaciones de largo plazo en el MCE, es posible obener las respuesas de los elemenos del vecor x ane diversos choques esrucurales. Como se discuió en el acápie anerior, son 4 las endencias que generan los daos observados. Esas endencias, de acuerdo con la ecuación [5], implica necesariamene la exisencia de 4 choques que ienen efecos permanenes (de largo plazo) sobre los elemenos del vecor x 22. Por diferencia, son 3 los choques que no aleran los niveles de las variables en el largo plazo, es decir, ienen efecos ransiorios. Formalmene, considere los vecores ϕ y * * = [ ϕ R ϕ N ϕ R ϕ N ] ψ [15] 1 2 3 = [ ψ ψ ψ] que recogen, respecivamene, los 4 choques permanenes y los 3 choques ransiorios. Los elemenos del vecor ϕ corresponden (en orden de aparición) a los choques real exerno, nominal exerno, real domésico y nominal domésico que generan las 4 endencias esocásicas de la economía. Los elemenos del vecor ψ son choques ransiorios difíciles de caalogar a priori. 21 Véase Céspedes y oros (2000). 22 Pero es bueno recordar que sus efecos no son permanenes sobre las relaciones de coinegración β x.
De acuerdo con la represenación de endencias comunes [5] del MCE, la mariz Γ capura el efeco de largo plazo del vecor ϕ sobre x. Para el modelo propueso, esa mariz es de orden 7 4 y iene la forma y γ11 0 γ13 0 p γ21 γ22 γ23 γ24 ϕ R i γ31 γ32 γ33 γ34 N ϕ x = Γϕ + K e = γ41 γ42 γ43 γ 44 + K [16] R ϕ γ51 0 0 0 y N ϕ γ61 γ62 0 0 p γ71 γ72 0 0 i Para la idenificación en [16] basa con imponer resricciones basadas en dos supuesos: El primero, ya uilizado, es el de pequeña economía abiera. Ello implica que los choques domésicos no ienen ningún efeco sobre las variables exernas, ni en el coro plazo ni en el largo plazo. Así, un choque será domésico si sólo afeca a las variables domésicas y exerno si afeca a odas las variables del sisema. En érminos de [16], γ 53 = γ 54 = γ 63 = γ 64 = γ 73 = γ 74 = 0. El segundo supueso es el de neuralidad de las variables nominales, que significa que los choques nominales no ienen efecos permanenes sobre las variables reales. De ese modo, un choque será nominal si sólo afeca variables nominales en el largo plazo y real si puede afecar permanenemene el nivel de odas las variables. Ello implica que γ 12 = γ 14 = γ 52 = γ 54 = 0. El supueso de neuralidad alude ambién a la respuesa de largo plazo del ipo de cambio real. Al ser, valga la redundancia, una variable real, el efeco de choques nominales en esa variable es ransiorio. Ese hecho adiciona las resricciones γ 22 = γ 42 + γ 62 y γ 23 = γ 43. Por oro lado, así como en los ejercicios más comunes en la idenificación de modelos VAR 23 es posible imponer varias resricciones sobre los efecos conemporáneos de los diversos choques. Uilizando el conocido hecho de que los residuos del MCE ε son combinaciones lineales de los choques esrucurales, se iene que ε y, φ φ φ 11 12 13 0 φ φ φ R 15 16 17 ϕ ε, φ21 φ22 φ23 0 φ25 φ26 φ p 27 ϕ N ε i, φ31 φ32 φ33 φ34 φ35 φ36 φ37 R ϕ ϕ εe, 41 42 43 44 45 46 47 ϕ N ψ y, 51 0 0 0 0 0 57 1 ψ ε 2 p, φ61 0 0 0 0 0 φ67 ψ ε 71 72 0 0 0 φ φ φ 76 φ 3 77 ψ i, ε =Φ = φ φ φ φ φ φ φ ε φ φ Para imponer resricciones sobre los elemenos de la mariz Φ se omó en cuena: Nuevamene, el supueso de pequeña economía abiera, por lo que choques domésicos no conllevan a respuesa alguna a las variables exernas. Si el choque ψ 1 es algún choque ransiorio domésico, se iene que φ 53 = φ 54 = φ 55 = φ 63 = φ 64 = φ 65 = φ 73 = φ 74 = φ 75 = 0. [17] 23 Consúlese Favero (2001) para una recopilación bibliográfica.
BANCO CENTRAL DE RESERVA DEL PERÚ El efeco de la políica monearia no es inmediao sobre el produco o la inflación. Enendiendo a los choques nominales como choques de políica monearia, se iene que φ 52 = φ 62 = φ 14 = φ 24 = 0. Se planea que el choque ψ 2 es exerno sin efecos conemporáneos sobre la producción y los precios pero que sí afeca a la asa de inerés exerna. Eso es, un choque que inena recoger flucuaciones de muy coro plazo en los mercados financieros exernos. Ese supueso es necesario para garanizar la independencia lineal de las dos úlimas columnas de Φ. 4. Esimación del MCE y algunas propiedades En esa sección se presenan las esimaciones del MCE. Anes de proseguir, cabe resalar que el MCE incluye, además de las variables discuidas, dos variables exógenas con ciero poder predicivo sobre la inflación y el PBI domésicos: las variaciones del precio inernacional del peróleo y los cambios en el índice climáico ENSO (véase el Anexo 1). Además, con el propósio de ganar algunos grados de liberad en la forma reducida del modelo se resringieron los parámeros de los rezagos de variables domésicas a cero en las ecuaciones de las variables exernas. Por esos moivos, las disribuciones de conrases de coinegración como el de Johansen (1991) precisan ser simuladas. Se uilizó un procedimieno boosrap paramérico para ales fines. En el Cuadro 1 se aprecia que las pruebas de coinegración de Johansen respaldan la exisencia de res relaciones de largo plazo en el sisema y, por ano, de cuaro endencias esocásicas. Ello va en línea con la discusión concepual de la sección 3.1. Cuadro 1 Prueba de coinegración de Johansen y valores críicos 1/ Relaciones Tendencias Esadísico Valores Críicos 2/ de Coinegración Esocásicas Traza 80% 90% 95% 99% pvalue 0 7 171.6 147.1 153.0 157.9 167.5 04 1 6 116.8 97.3 101.9 105.5 111.9 06 2 5 79.0 61.5 65.2 68.5 74.1 03 3 4 48.7 42.2 48.9 51.2 55.6 0.112 4 3 18.7 18.5 20.3 22.0 25.2 0.192 5 2 4.1 7.5 8.5 9.5 11.6 0.826 6 1 0.1 1.1 1.8 2.3 3.6 0.671 1/ La hipóesis nula para la fila i es que exisen como máximo i (n - i ) relaciones de coinegración (endencias esocásicas) 2/ Los valores críicos fueron simulados uilizando boosrap paramérico con 10 000 replicaciones Por su pare, el Cuadro 2 repora pruebas mulivariadas de especificación del MCE, para disinos rezagos y número de relaciones de coinegración. Es fácil concluir que la elección de res relaciones de coinegración con cinco rezagos rediúa un buen modelo esadísico que además iene poencialmene las caracerísicas del sisema económico discuido con anerioridad. De esa manera, los daos no rechazan que sean cuaro las endencias esocásicas que guían las variables del MCE. Tras imponer las resricciones discuidas aneriormene a los elemenos de las marices α y β se llega a la esimación del Cuadro 3. Cabe mencionar que esas resricciones hacen que los vecores de coinegración esén sobreidenificados y son esadísicamene significaivas 24. Asimismo, en general el signo de los coeficienes esimados corresponde a lo esperado, con algunos dealles que se mencionarán enseguida. 24 El esadísico LR vinculada con la hipóesis de que las resricciones impuesas son válidas es igual a 18.14. Esa cifra es menor al correspondiene valor abular ( χ 2 (14) = 23.6 ) por lo que la hipóesis no es rechazada.
Cuadro 2 Pruebas mulivariadas de especificación del MCE 1/ Relaciones Rezagos Normalidad (Jarque Bera) 2/ Auocorrelación (Pormaneau) 3/ Auocorrelacón (LM) 3/ de Coinegración del MCE (p ) Esadísico pvalue Esadísico pvalue Esadísico pvalue 3 19.8 00 21.5 00 17.8 05 4 16.5 00 24.1 01 18.1 05 2 5 27.6 06 29.2 11 20.1 15 6 39.9 0.179 33.1 40 25.8 0.104 7 56.4 0.783 42.1 0.253 28.6 0.193 3 13.5 00 20.3 00 2 14 4 18.3 00 23.0 01 22.1 34 3 5 40.2 0.189 31.3 0.313 28.5 0.193 6 60.7 0.879 41.7 0.239 31.3 0.306 7 63.5 0.920 45.3 0.377 34.6 64 3 15.5 00 18.4 00 19.7 12 4 21.4 00 24.5 01 22.3 36 4 5 32.7 35 28.5 08 21.6 27 6 33.4 43 44.2 0.333 28.3 0.184 7 31.3 23 45.9 0.399 31.4 0.313 1/ Los pvalue fueron simulados uilizando boosrap paramérico con 10 000 replicaciones 2/ El esadísico se consruye a parir de la Descomposición de Doornik y Hansen. Asinóicamene es χ 2 con 2n grados de liberad La hipóesis nula es que los residuos provienen de una disribución normal mulivariada 3/ La pueba de Pormaneau es asinóicamene χ 2 con n 2 (0.25T - p + 1) - nr grados de liberad. La prueba LM es χ 2 con n 2 grados de liberad La hipóesis nula de ambos conrases es que los resiudos no presenan auocorrelación de orden p + 1 = (3.56) (4.34) αβx ( ) Cuadro 3 Vecores de coinegración y coeficienes de ajuse 0.11 1.27 0 (3.65) (3.26) 3 0.63 0 y 1 (0.85) (6.88) p 1 1 0.13 0 1.24 1.00 7.86 1.00 1.24 1.00 21.86 (3.03) (4.88) (7.21) (2.48) (7.21) (3.48) i 1 7 1.00 0 1 5 1.00 5 5 5 1.00 e 1 (7) (9.05) (9.05) (8.22) (9.05) 0 0 0.59 0 0 0 0 2 5 1.00 y 1 (0.51) (6.27) (8.13) 0 0 0.32 p 1 (0.94) i 1 0 0 0.13 (4.02) Las cifras enre parénesis son los esadísicos Vale la pena analizar las ecuaciones de equilibrio domésico un momeno. De acuerdo con el Cuadro 3, la curva IS [8] iene la forma r = 0.13( e + p p ) 0.16( y y ) 2.78r En el largo plazo, una depreciación real de 1.0 puno porcenual se raduce en una reducción de la asa de inerés real domésica de 0.13 por cieno. Ese resulado es consisene con el hecho de que la depreciación real incremena, en el largo plazo, la compeiividad nacional y reduce así el coso de capial (asa de inerés real). Además, se aprecia que un incremeno en el raio de producividad, y y *, de 1.0 puno porcenual reducirá la
BANCO CENTRAL DE RESERVA DEL PERÚ asa de inerés real en 0.16 por cieno. Finalmene, una asa de inerés real exerna mayor en 1 por cieno reducirá la asa de inerés real domésica en 2.8 por cieno. Con respeco a los coeficienes de ajuse, se puede concluir que ane un desequilibrio en el mercado de bienes, se enconró evidencia que un exceso de ofera en el mercado de bienes (una asa de inerés real por encima de su valor de equilibrio o un ipo de cambio real sobrevaluado, z 1 > 0), enderá a reducir las cuaro variables domésicas 25. Un resulado ineresane es que si la reducción del PBI fuera el único mecanismo de corrección, el equilibrio sería resiuido en cerca de 7 meses. Por oro lado, la condición de equilibrio en el mercado financiero viene dada, de acuerdo con [11], por r r = 5( e + p p ) + 5y Según esa ecuación, en el largo plazo, una depreciación real de 1.0 por cieno se raduce en una reducción de la prima por riesgo (del diferencial de asas) en 5 por cieno. Ese resulado es ineresane ya que, a pesar de que la economía se encuenra fueremene dolarizada, en el largo plazo el efeco de mayor compeiividad produco de una depreciación real es mayor que un evenual efeco de hoja de balance 26. Por su pare, un incremeno de 1 por cieno en el produco exerno incremena la prima por riesgo en 5 por cieno. Ello se inerprea como que las inversiones exranjeras en Perú se realizan ras una comparación del desempeño de la economía local con las economías exranjeras. Cómo reaccionan las variables del MCE ane desequilibrios en el mercado financiero? Como mecanismos de corrección, se enconró evidencia que ane una prima por riesgo por encima de su valor de equilibrio el PBI y el nivel de precios debe aumenar mienras que la asa de inerés nominal y el ipo de cambio deben disminuir. Es bueno comenar brevemene el úlimo hallazgo. Pariendo de un diferencial de inflaciones esable, si bien en el largo plazo una depreciación real disminuye la prima por riesgo, en el coro plazo una apreciación real es el fenómeno que permiiría reducirla (α 22 > 0 y α 42 < 0). Eso puede enenderse como la exisencia de significaivos efecos hoja de balance en el coro plazo que son luego, en el largo plazo, más que compensado por efecos de compeiividad exerna. Ello es consisene con las relaciones derás del primer vecor de coinegración. No obsane, surge una inquieud: Acaso no se observan depreciaciones nominales casi inmediaas frene a incremenos en la prima por riesgo (por ejemplo, en el riesgo país)? Los hallazgos mencionados no conradicen esa regularidad empírica. Una depreciación nominal como respuesa ane una mayor percepción de riesgo se relaciona con el senimieno del mercado y no es necesariamene una respuesa que vaya a corregir el incremeno de la prima por riesgo 27. Una visión más fundamenalisa, vinculada con predicciones de modelos eóricos, sugiere que una apreciación nominal (que derive en una apreciación real), en un mundo donde la mayoría de pasivos corporaivos se encuenran en dólares, reforzaría el parimonio de las empresas, con una consecuene reducción de la prima por riesgo 28. Esa respuesa resiuye el equilibrio y va en línea con las predicciones del MCE. Por oro lado, la dinámica de coro plazo de las variables del modelo es compleja y será analizada con mayor dealle en la siguiene sección, una vez idenificado los choques esrucurales que la propician. Sin embargo, anes de proseguir es conveniene pregunarse si las propiedades del modelo son consisenes con la 25 Se esperaba que α 21 > 0. Se obuvo, por el conrario, α 21 < 0 aunque sin significancia esadísica. 26 Ese resulado conrasa con lo hallado en Carranza y oros (2003) quienes esudian el efeco del ipo de cambio sobre el produco a nivel de firmas con écnicas de daos de panel. Sus resulados señalan que en una depreciación el efeco conracivo de hoja de balance más que compensa el efeco posiivo de exporaciones neas. Las razones son el alo grado de dolarización de pasivos y la conracción del crédio en respuesa al deerioro de las hojas de balance de las empresas. El efeco que domina es la conracción crediicia que el MCE no recoge necesariamene. 27 Mayor dealle y evidencia para América Laina se encuenra en Winkelried (2003). 28 Consúlese Morón y Winkelried (2002).
invesigación previa. Para responder rápidamene a la inerrogane, se procedió a calcular el indicador de desequilibrio en el mercado de bienes implício en el MCE y compararlo con alguna medida de la brecha del produco, un indicador más familiar de desequilibrio de coro plazo. Se uilizó la brecha del produco calculada en Miller (2003) con el méodo de la Función de Producción. Como se aprecia en la Figura 1, ese cálculo se encuenra fueremene relacionado con la medida de brecha del produco uilizada usualmene en el análisis y proyección de la inflación. Si bien exisen discrepancias enre las medidas, aribuibles principalmene a las diferencias enre las meodologías uilizadas, la dinámica recogida en el MCE es similar con lo empleado en los modelos semiesrucurales de proyección como el expueso en Luque y Vega (2003). Figura 1 Comparación de medidas de desequilibrio en el mercado de bienes 8 6 4 Función de Producción MCE 2 0-2 -4-6 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 Las series son los promedios móviles de res meses de las brechas. 5. Los choques esrucurales Una vez esimado el MCE y deerminadas las relaciones de largo plazo consisenes con los daos y con la eoría económica, es posible analizar cuáles son los choques que explican las disinas variables del modelo y en qué horizones operan. Recordando lo esablecido en la sección 3.2, los choques pueden ser clasificados en varias caegorías: Un choque iene efecos permanenes si en el largo plazo afeca el nivel de las variables del MCE, sin afecar las relaciones de coinegración expuesas. Por su pare, el choque iene efecos ransiorios si no afeca en el largo plazo el nivel de las diversas variables del modelo. Un choque es real si en el largo plazo afeca el nivel de las variables reales del modelo (los índices de producción exerno y domésico). Por oro lado, el choque es nominal si el efeco acumulado sobre la producción inerna y exerna es cero en el largo plazo. Ha sido posible implemenar esa clasificación a parir de la hipóesis de neuralidad. Un choque es exerno si conlleva a algún ipo de respuesa en las variables exernas (e inernas) del modelo. Por el conrario, el choque es domésico si sólo genera respuesas de las variables inernas del modelo. Esa clasificación fue posible por el hecho de que Perú es una economía pequeña y abiera.
BANCO CENTRAL DE RESERVA DEL PERÚ 5.1 Esimación e inerpreación Los choques permanenes ya han sido reconocidos en la ecuación [15] y se anicipan algunos resulados al caegorizar las dos primeras perurbaciones ransiorias como, en érminos de Cushman y Zha (1997), choques de información (domésico y exerno). Esos choques, al ener efecos de muy coro plazo, se vinculan al comporamieno voláil del mercado financiero y, por ano, se espera que sus efecos sean mayores sobre las asas de inerés y el ipo de cambio nominal. Uilizando los procedimienos expuesos en el Anexo 2, se procedió a esimar las marices Γ y Φ con las resricciones presenadas en las ecuaciones [16] y [17]. Los resulados se muesran en el Cuadro 4. Cieramene, es ambicioso preender idenificar con exaciud el origen de cada choque. Sin embargo, a coninuación se ensaya una lecura a los resulados al que permie eiquear a cada uno, de acuerdo con los efecos causados en las variables del MCE. x Cuadro 4 Esimación esrucural del MCE (marices Γ y Φ) = Γϕ + K 0.52 0 3 0 (2.14) (2.31) y 0.63 1.12 0.29 0.81 (8.12) (1.84) (7.47) (3.87) p R 4 1 8 1 ϕ i (3.21) (1.98) (1.02) (0.31) N e = 1 3 1 0.81ϕ (1.03) (1.78) (2.74) (3.87) R + K ϕ y 0.32 0 0 0 N ( 2.75) p ϕ i 6 0.69 0 0 (1.89) (2.64) 6 1 0 0 (0.74) (0.78) (4.87) (3.82) (3.41) (0.11) (2.67) (0.84) ε y, R 0.62 0.52 0.31 0 0 5 0 ϕ (5.12) (2.58) (4.89) (0.94) (0.94) (0.76) ε p, N ϕ ε 4 1.21 2 1.00 0.10 0.12 0 i, ( R ϕ ϕ εe, 8 0.79 0.19 7 1.00 1.00 0 N (1.23) (2.99) (1.53) (2.13) (3.41) (3.26) (0.93) ϕ ε 1 y, 0.73 0 0 0 0 0 8 ψ (2.31) (1.12) (2.14) ε 2 p, 5 0 0 0 0 0.12 0.57 ψ (1.86) (1.06) (2.77) 3 ε i, ψ 4.13) (3.02) (2.22) (1.97) (3.94) (2.84) (1.02) ε = Φ = ψ 1.00 8 1.00 0 0 0.39 0 1 1.00 0 0 0 0.92 1.31 (0.54) (2.03) (2.13) (1.87) Las cifras enre parénesis son los esadísicos El choque real exerno es un choque de demanda que incremena en el coro y largo plazo el nivel de precios y el PBI domésicos. Asimismo, el nivel de precios y el PBI exernos sufren una disminución en el largo plazo. Si se agrega el hecho que el choque induce a una apreciación nominal que no se corrige, puede deducirse que el efeco cualiaivo del choque iene que ver con un incremeno en la compeiividad de la economía peruana, relaiva a la exerna. De hecho, el choque iene muchas de las caracerísicas de una mejora en los érminos de inercambio. Por su pare, el choque real domésico presena efecos similares en el largo plazo (aunque induce a un incremeno del ipo de cambio real) y puede ser viso como un desplazamieno hacia la derecha de la curva IS, presumiblemene por una expansión en la inversión local.
El choque exerno nominal ambién es un choque de demanda que fomena un incremeno en la asa de inerés nominal domésica, una apreciación nominal y una reducción permanene del nivel de precios. Esa perurbación puede inerprearse como un incremeno en la asa de inerés inernacional o una políica monearia resriciva en las economías indusrializadas. Por oro lado, el choque iene las caracerísicas de un choque de políica monearia: no genera una respuesa conemporánea ni el produco ni en el nivel de precios, induce en el impaco a una apreciación nominal y reduce permanenemene el nivel de precios 29. La quina perurbación es un choque de información domésico, con caracerísicas de aaque especulaivo: una depreciación nominal en el impaco acompañada por ciera respuesa correciva de la asa de inerés nominal. El sexo choque es similar pero iene efecos en las variables exernas, por lo que iene que ver con movimienos originados en los mercados financieros inernacionales. El séimo choque no presena efecos considerables en las variables domésicas y es difícil de inerprear. Lo único que se puede concluir con ciera confiabilidad es que es exerno. 5.2 Imporancia de los choques en las variables del MCE En el Cuadro 5 se presena la descomposición de la varianza de las variables domésicas del modelo. Esas cifras son una medida de la imporancia que iene cada uno de los choques mencionados en explicar las disinas variables en varios horizones de iempo. Cuadro 5 Descomposición de la varianza del error de predicción de las variables del MCE (en porcenajes) Variable y p i e Meses Real Exerno Choques Permanenes Nominal Exerno Real Domésico Nominal Domésico Domésico de información Choques Transiorios Exerno de información Oro choque exerno 6 31.5 4.7 43.5 11.9 2.9 4.3 1.1 100 12 35.0 2.4 47.2 8.3 2.1 4.0 1.0 100 24 3 2.1 58.3 4.2 2.6 1.9 0.5 100 48 27.7 1.2 65.2 2.8 1.6 1.5 100 31.0 68.9 100 6 17.0 15.4 22.0 32.1 4.1 4.2 5.1 100 12 11.7 15.4 17.0 43.9 2.3 4.3 5.4 100 24 7.0 23.2 9.7 49.6 3.8 3.0 3.6 100 48 1.7 25.0 8.8 58.8 1.7 1.7 2.4 100 1.9 27.4 4.7 66.0 100 6 11.2 22.2 15.2 13.3 13.5 19.8 4.8 100 12 10.2 24.6 13.8 12.1 11.9 22.1 5.4 100 24 8.2 28.2 14.8 13.0 19.7 15.6 100 48 6.6 34.1 20.7 19.0 10.7 7.6 1.4 100 5.3 37.0 33.5 24.2 100 6 4.4 16.5 8.1 12.7 25.9 25.9 6.5 100 12 2.8 17.8 8.5 13.5 28.2 24.5 4.7 100 24 2.3 21.1 14.7 17.5 19.7 17.1 7.5 100 48 1.8 29.3 16.7 24.2 11.5 9.9 6.5 100 41.3 23.7 34.7 100 Toal En el cuadro, se aprecia que son los choques reales los que explican casi la oalidad de variabilidad del PBI domésico (y ). En el largo plazo, cerca del 70 por cieno de ése se debe a flucuaciones reales inernas mienras que el 30 por cieno resane se explica por cambios en las condiciones exernas, como, por ejemplo, variaciones en los érminos de inercambio. Ese resulado se relaciona con la esrucura produciva secorial del país: cerca del 70 por cieno corresponde a bienes no ransables mienras que el reso se raa de bienes ransables 30. 29 Se sugiere revisar los comearios finales (sección 6) para una mayor discusión sobre esa conclusión. 30 Consúlese INEI (2000).
BANCO CENTRAL DE RESERVA DEL PERÚ Por su pare, las endencias nominales, por consrucción, no ienen efecos sobre el PBI en el largo plazo. Sin embargo, en menos de un año un significaivo 12 por cieno de la volailidad del PBI es explicado por choques nominales domésicos (de políica monearia), mienras que en un horizone de un año esa conribución se reduce a 8 por cieno. Ello sugiere ciera influencia de la políica monearia sobre el gaso denro de un horizone de 12 meses a parir del choque, lo que evidencia la exisencia de un canal de inversión de la políica monearia. En el largo plazo la endencia nominal inerna explica el 66 por cieno de la varianza del nivel de precios (p ) mienras que la endencia nominal exerna conribuye con un 27 por cieno. Ese resulado sugiere que el proceso de desinflación vivido en los 90s se ha debido en gran pare al manejo moneario local, a la vez que ha sido influenciado por procesos similares en las economías de la región y en los socios comerciales. En el coro plazo (menos de un año), una imporane proporción de la inflación es explicada por choques reales (17 por cieno por choques exernos y 22 por cieno por choques domésicos). Asimismo, cuando se pasa de un horizone de 6 meses a uno de 12 meses se observa un incremeno significaivo de la imporancia del choque de políica monearia (nominal domésico) en deerminar el nivel de precios. Ello es consisene con hallazgos precios que el rezago de políica monearia (cuáno iempo oma un choque de políica en rasmiirse a la inflación) es mayor a un año, aunque comienza a manifesarse en horizones más coros. Con respeco a la asa de inerés inerna (i ), se aprecia que en choques ransiorios (de información) son imporanes, llegando a explicar el 22 por cieno de la volailidad en un año. En el largo plazo, por su pare, los deerminanes de la asa de inerés se dividen enre la endencia nominal (políica monearia) exerna (con 37 por cieno), la endencia real domésica (con 34 por cieno) y la endencia nominal domésica (choque de políica monearia, con 24 por cieno). Finalmene, en el coro plazo los diversos choques ransiorios, vinculados con el comporamieno de los mercados financieros y el efeco de noicias (choques de información) sobre ésos, son imporanes predicores del ipo de cambio (e ). En el largo plazo, aspecos fundamenales adquieren mayor relevancia como lo son los choques de políica monearia (exernos, con 41 por cieno e inernos, con 35 por cieno) y choques reales domésicos (con 24 por cieno). 5.3 Funciones impulso-respuesa Los resulados aneriores pueden ser analizados con mayor dealle al observar cómo responden las variables del MCE, y algunas definiciones derivadas a parir de ellas, ane los choques esrucurales. A coninuación se presenan las funciones de respuesa ane un impulso considerando los choques con efecos permanenes 31, que según el Cuadro 5 son los relevanes para explicar ano el PBI como el nivel de precios domésicos. En la Figura 2 se muesran las respuesas ane el choque real exerno. Como se ha explicado, se observa como respuesa conemporánea (en el impaco) un incremeno en el PBI e inflación (choque de demanda), acompañado de una reducción en la asa de inerés real y una apreciación real. En el largo plazo, se percibe un aumeno en el nivel del PBI, el nivel de precios, una apreciación real y no se ienen efecos sobre la asa de inerés real. Se confirma que el choque real exerno se puede inerprear como un aumeno en los érminos de inercambio y explica, en el largo plazo, el 30 por cieno de la variabilidad del PBI domésico 32. 31 Las respuesas ane los choques ransiorios pueden ser soliciadas al auor. 32 Canova (2003) encuenra que en algunos países de América Laina, enre ellos el Perú, cerca del 55 por cieno de las flucuaciones domésicas se explican por variables exernas. Esa cifra es mayor a la enconrada presumiblemene porque Canova uiliza variables como precios de commodiies e índices de bonos de mercados emergenes que podrían esar afecando la inversión en el país. Al parecer, el choque real domésico esaría recogiendo ese efeco ya que las flucuaciones en las variables mencionadas ípicamene no ienen efecos sobre los países exernos considerados en los daos.