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Banco Central de Honduras Subgerencia de Estudios Económicos Departamento de Investigación Económica

IE/NT-01/2016

NOTA TÉCNICA: UN MODELO DE ESTIMACIÓN DE INFLACIÓN DE CORTO

PLAZO BAJO EL ESQUEMA DE COINTEGRACIÓN

ROBERTO CARLOS RAMÍREZ A.

Febrero de 2016

Nota: Las opiniones vertidas en este documento son responsabilidad única del autor y

no reflejan las del Banco Central de Honduras o alguno de sus miembros.

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I. INTRODUCCIÓN

El objetivo fundamental de la mayoría de los bancos centrales es mantener el valor interno y externo de la moneda nacional. Lo anterior, se explica en que la economía necesita estabilidad de precios en los bienes y servicios, esencial para que el dinero conserve su valor a lo largo del tiempo y que la competitividad con el exterior se mantenga. Para conservar un nivel de inflación baja y estable, es necesario para la toma de decisiones de política monetaria el contar de una herramienta que contenga un modelo de estimación confiable y lo más cercano a la realidad, con el fin de apoyar al desarrollo más efectivo y eficiente de la política. En ese sentido, se han enfocado esfuerzos en tener modelos de estimación de corto plazo para la inflación, que sea apropiado a la realidad económica actual del país. La literatura económica explica la existencia de una relación directa entre la cantidad de dinero en la economía y la tasa de variación de los precios, la teoría cuantitativa del dinero expone que el nivel general de los precios de una economía depende proporcionalmente de la cantidad de dinero existente. En la universidad de Cambridge, se desarrolló un esquema más conveniente a la teoría cuantitativa de Fisher, indicando que la oferta de los saldos monetarios nominales determina el equilibrio de los precios, bajo esta perspectiva, el efecto del dinero sobre las variables reales de una economía es neutral en el largo plazo. La mayor parte de los estudios concluyen que existe una relación continua entre la variación de la cantidad de dinero con la tasa de inflación; sin embargo, en una economía abierta y pequeña existen otros factores que tienen influencia directa, al menos en el corto plazo, sobre los cambios en los precios internos; entre los más dinámicos están los movimientos en el tipo de cambio nominal y la inflación externa. El ajuste ocasionado exógenamente de los precios internacionales a los precios de los productos transables, es mayor en economías pequeñas y abiertas, dado que si el precio del producto agrícola es mayor en el mercado externo, el bien se vuelve exportable, por ende aumenta el precio interno del producto en el corto plazo. El sector no transable se ve afectado por que al aumentar los precios de los bienes importados, los precios de los insumos para su producción se incrementan. Por otro lado, la inflación no solamente se ve afectada por el nivel de los medios de pago, el tipo de cambio nominal, inflación externa y/o actividad económica, sino también por su misma inercia, según Fuhrer (2009) el concepto de inercia en la inflación significa la parte de la tasa que permanece constante o persistente en el tiempo, salvo que una fuerza externa actúe para modificarla. El presente trabajo tiene como objetivo la construcción de un modelo de inflación utilizando el método de cointegración de Engle-Granger, regresiones de largo y corto

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plazo con mecanismo de corrección de errores. El trabajo se divide en cuatro secciones, la sección II está compuesta sobre un marco de referencia que sustenta la metodología, en la sección III se examina la relación de las principales variables y se define el modelo; finalmente en la sección IV se muestra y analizan los principales resultados. II. ASPECTOS METODOLÓGICOS DEL ENFOQUE DE COINTEGRACIÓN DE ENGLE-

GRANGER El análisis de cointegración bajo el enfoque de Engle-Granger (1987) es aplicable a modelos de dos o más variables que utilizan los residuos estimados para determinar un vector de cointegración; previamente a aplicar este modelo se hace necesario realizar distintas pruebas individuales a cada variable de estudio, con el fin de medir la estacionariedad de las mismas; estas pruebas determinan la existencia o no de raíz unitaria en un proceso autoregresivo. Mediante pruebas simples no formales, como ser el gráfico de línea, se puede evaluar la existencia o no de raíz unitaria en una serie, sobre todo en aquellas en las que se observa una clara tendencia; para todas las series es necesario realizar pruebas formales desarrolladas para tal fin, siendo la más común la prueba Dickey-Fuller Aumentada (ADF), la cual utiliza retardos para comprobar la existencia de raíz unitaria, también se pueden utilizar pruebas como la propuesta por Phillips-Perron (1988) y la de Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS). Si las series son no estacionarias de distinto orden entre ellas, no puede estimarse la relación entre variables. “Formalmente se dice que la serie temporal yt tiene raíz de orden d (yt~I(d)) cuando yt se transforma en una serie estacionaria al ser diferenciada “d” veces. Es decir, si no existe relación entre el incremento de cada valor y el inmediato anterior la serie es estacionaria (I(0)), si existe dicha relación y ésta es proporcional a lo largo de la serie se dice que la serie tiene raíz unitaria (I(1)). Si la relación no es constante a lo largo de la serie la raíz será de orden 2, 3 o más. El método de Engle-Granger tiene 3 fases: a) estimación de la estacionariedad de las series; b) pruebas de cointegración; y c) método de corrección de errores” Montero R. (2013). III. RELACIÓN DE LAS VARIABLES Y DEFINICIÓN DEL MODELO

3.1 RELACIÓN DE LAS VARIABLES

Los datos a utilizar son de frecuencia mensual, de enero del 2002 a junio del 2015 (162 observaciones), es importante señalar, que la mayoría de estudios similares están basados en datos trimestrales, este trabajo se realizó de forma mensual. Para medir la inflación como variable dependiente se utiliza el Índice de Precios al Consumidor (IPC), como medio de pago se utiliza la Emisión Monetaria (EMI), representado en millones de lempiras. El

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tipo de cambio nominal (TCN) es el precio promedio ponderado del tipo de cambio derivado de las operaciones diarias de los agentes cambiarios. La variable para medir la actividad económica es el Índice Mensual de Actividad Económica (IMAE) y para observar la evolución de los precios internacionales se considera el Índice de Precios de las importaciones(IPM) y el Índice de Combustibles (ICOM)1, este último de acuerdo con la evolución de los precios al consumidor en el mercado doméstico.

En primer lugar, se detalla la EMI que es la variable donde el Banco Central enfoca sus esfuerzos para contrarrestar indirectamente los incrementos de precios. En la gráfica 1, se observa una correlación importante entre la variación interanual del IPC y la EMI, sobre todo si se utilizan algunos rezagos. A partir del 2009, se observa una caída tanto en la EMI como en la variación del IPC, influenciada por la crisis política interna y la crisis financiera internacional, a partir de ese año la relación entre las dos variables no es clara. La relación del IPC con el TCN presenta períodos con variaciones parecidas, pero a partir de que el tipo de cambio se mantuvo estable entre los años 2005 y hasta mediados del 2011, lo que hace que el efecto del TCN en las variaciones del IPC no se muestre; en julio del 2011 se reactivó el esquema de bandas cambiarias permitiendo una flotación del TCN, y en ese período se observa una correlación con las desviaciones del IPC.

1 El ICOM se construye en base a los precios internos de los combustibles. El IPM se obtiene a partir de las importaciones mensuales, dividiendo el valor/volumen, para obtener el valor unitario, lo cual resulta en una aproximación de los precios de importación.

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Las variables ICOM y el IPM, muestran los efectos de los cambios de precios internacionales de los bienes que Honduras adquiere del resto del mundo y que afectan directamente los precios internos. Finalmente, el IMAE se utiliza para valorar las presiones de demanda sobre el IPC, en la gráfica se observa una correlación positiva en las desviaciones interanuales.

Con el fin de evaluar la existencia de raíces unitarias en las variables antes expuestas, se realizó test ADF. Para rechazar la hipótesis nula de la existencia de raíz unitaria se comprobaron los resultados del test ADF con los valores críticos. Las pruebas se realizaron con rezagos y con intercepto, no obstante, en otras pruebas se incluyeron más rezagos para medir el término de error de la variable, determinando que los resultados son serialmente independientes. En el análisis de la prueba se pudo observar que ninguna de las variables es estacionaria en niveles, lo que hizo necesario convertirlas a primera diferencia logarítmica, todas las

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variables están integradas en orden uno I(1), aunque en el caso del TCN su nivel de significancia fue al 95%, mientras en el resto de variables fue al 99%. Es importante destacar que en el caso del TCN existen 55 observaciones en las que la variable no presentó variación lo que puede afectar negativamente en el test de raíz unitaria, al utilizar la serie a partir de la reactivación de las bandas cambiarias (año 2011), se puede rechazar la hipótesis nula al 99% de significancia.

3.2 DEFINICIÓN DEL MODELO

El modelo de inflación mensual mediante el enfoque de Engle-Granger (modelo de corrección de errores), está direccionado para una economía pequeña y abierta al comercio, el cuál comienza por definir una ecuación o relación de largo plazo, definida de la forma siguiente:

LogIPCt = Ψ0 + φi LogEMIt + Ωi LogTCNt + ἀi LogIPMt + ΓD1 + ΗD2 + Ut

En el largo plazo se determina que la función estática del logaritmo del IPC depende del logaritmo de la EMI, del TCN y del IPM. En esta ecuación no se ingresó persistencia inflacionaria en base a la teoría cuantitativa del dinero y de los pensadores monetaristas, adicionado a que el fin de la Política Monetaria es observar el efecto de los agregados monetarios en los movimientos de precios. En la ecuación se agregaron dos variables dummies, una para el período de 2001M1 al 2009M12 y otra para el período 2013M1 al 2015M4, esto debido a que en esos períodos la EMI mantuvo distinto orden de integración que en el resto de la serie. Posteriormente de definir la ecuación, se realiza una regresión de Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO) y se guardan los residuos que deben ser I(0) y se utilizan como vector de cointegración en la ecuación de corto plazo para la corrección de errores, este residuo se utiliza con un rezago y su valor esperado debe ser signo negativo y estadísticamente significativo. Finalmente se define la ecuación de corto plazo, la cual es la siguiente:

dLogIPCt = Ψ0 + βi dLogIPCt-k + φ i dLogEMIt-k + Ωi dLogTCNt-k + σ i dLogICOM + µ i dLogIMAEt-k + ΓD1 + ΗD2 + ΚD3 + α U t-1

La inflación a corto plazo está determinada por su misma inercia con un mes de rezago, por la EMI con cuatro y ocho meses, TCN con dos períodos, IMAE con dos meses, el ICOM sin ningún rezago y el vector de cointegración con un mes de rezago, similar a la ecuación de largo plazo, se agregaron tres dummies, la primera por las pequeñas y/o nulas variaciones en el tipo de cambio (2005M5 al 2011M6) y dos por outliers, valores distantes al resto de observaciones (2007M11 y 2008M5). Adicional, a la ecuación anterior se estimó otra ecuación de corto plazo, separando la inercia y agregando la brecha del IMAE (calculada con la tendencia ciclo y un filtro Hodrick-Prescott para serie mensual), esto con el fin de analizar los efectos en las demás

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variables sin considerar la inercia inflacionaria, asumiendo con esto que los rezagos del IPC no tienen efecto en la ecuación de corto plazo. IV. RESULTADOS Los resultados obtenidos en la ecuación de largo plazo, reflejan que las variaciones de precios dependen primordialmente del tipo de cambio nominal, seguidos por los impactos de la emisión y del Índice de Precios de las importaciones. En las distintas pruebas el modelo funciona de forma correcta, mostrando que los errores se distribuyen de manera normal. En la prueba Langrage Multiplier (LM) no se observa existencia de autocorrelación serial y el diagnostico de estabilidad del modelo presenta resultados aceptables.

Los residuos obtenidos de la ecuación a largo plazo no presentan raíz unitaria, según la prueba ADF, al 99% de significancia el test muestra valores más negativos que los críticos, por lo que se puede rechazar la hipótesis nula de no estacionariedad. Este resultado implica que los residuos se pueden utilizar en la ecuación de corto plazo como vector de cointegración. La ecuación de corto plazo presenta resultados interesantes, el R2 presenta un valor de 0.6220, el residuo es del signo esperado y tiene una probabilidad aceptable que estabiliza el modelo, se interpreta en que el vector corrige el modelo en aproximadamente 1.23%2, lo que indicaría que se necesitan aproximadamente 5 años para llegar a la corrección del 50% del modelo, lo que indicaría posiblemente alta persistencia inflacionaria. Al comparar estos resultados, se observa que en el caso de Venezuela, Zambrano y López (2003) encontraron un vector para el núcleo inflacionario de -0.082, lo que indicaría un ajuste al 50% en más de 5 años. Al igual que en la ecuación de largo plazo el tipo de cambio nominal es la variable que más influencia tiene en los cambios en los precios al consumidor, el coeficiente de 0.273, 2 Es de recordar que el vector de corrección mide la velocidad de ajuste al equilibrio de largo plazo.

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cercano a resultados de otros estudios sobre la economía hondureña3, este coeficiente se puede llegar a interpretar como el traspaso del tipo de cambio a los precios.

Con respecto a la persistencia inflacionaria, esta muestra un valor de 0.169 y es estadísticamente aceptado al 95% de nivel de confianza. En cuanto al efecto de la emisión en los precios se puede determinar que estos tienen su mayor efecto en el cuarto y octavo mes, dichos meses fueron los que presentaron mayor significancia estadística y está de acorde a la evidencia empírica de varios estudios para otros países. El valor del parámetro ICOM muestra un efecto de 3.21% de los movimientos de precios de los combustibles en los precios internos, por su parte, el impacto de los cambios en la demanda harían que los precios crecieran un 1.0%. Por su parte, la ecuación alterna sin la inercia muestra que las variables no cambian excesivamente, el R2 muestra un valor de 0.4746, a excepción del TCN que aumenta su efecto en los precios, consecuentemente.

3 Ver en la CEPAL, el documento “Modelo Macroeconómico de Pequeña Escala para Honduras” de Suárez y Ávila (2007), pág. 119.

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VI. REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS Stock, Watson (1999), “Forecasting inflation”. Working paper 7023. Camacho, Pitta (2001), “Estimación de un modelo de inflación para Chile 1986-2001”. Espinoza, Iraheta y Sánchez (2012), “Modelo econométrico para el crecimiento económico y la inflación en Centroamérica y República Dominicana”. Suárez y Ávila (2007), “Modelo macroeconómico de pequeña escala para Honduras”. Romero (2008), “Construcción de un modelo cointegrado y estructural para la inflación de la economía Mexicana 1989Q1-2007Q4. Enfoque Monetarista.” Fuhrer, J. (2009). “Inflation Persistence” Federal Reserve Bank of Boston Working Paper Series Nº. 09-14. Montero. R (2013): Variables no estacionarias y cointegración. Documentos de Trabajo en Economía Aplicada. Universidad de Granada. España HL Mata. Nociones elementales de cointegración enfoque de engle-granger Ernesto Ayala Pérez. La teoría cuantitativa del dinero. Revista economía teoría y práctica pp.137-157

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ANEXOS 1. Gráficas y pruebas en la ecuación de largo plazo

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2. Pruebas a la ecuación de Largo Plazo sin agregar las dummies

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3. Gráficas y pruebas de ecuación de corto plazo con inercia

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4. Gráficas y pruebas de ecuación de corto plazo sin inercia

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