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Miguel DortaFernando Álvarez

Omar Bello

Versión marzo 2002

ColecciónBanca Central y Sociedad

BANCO CENTRAL DE VENEZUELA

3737373737

Determinantes de lainflación en Venezuela:

un análisis macroeconómico para el período 1986-2000

Serie Documentos de TrabajoGerencia de Investigaciones Económicas

Las ideas y opiniones contenidas en el presenteDocumento de Trabajo son de la exclusiva

responsabilidad de sus autores y se correspondencon un contexto de libertad de opinión en el cualresulta más productiva la discusión de los temas

abordados en la serie.

Determinantes de la Inflación en Venezuela:un Análisis Macroeconómico para el período

1986-2000

Miguel Dorta, Fernando Álvarez y Omar Bello*

Marzo 2002

Banco Central de VenezuelaVicepresidencia de Estudios

Oficina de Consultoría Económica

* Las ideas y opiniones contenidas en el presente documento de trabajo son de laexclusiva responsabilidad de sus autores y no necesariamente representa aquellas delBanco Central de Venezuela. Agradecemos los comentarios y sugerencias de AdrianaArreaza, Jóse Pineda y Oswaldo Rodriguez. Como es costumbre los errores restantes sonnuestra responsabilidad.

Resumen

El objetivo de este trabajo es estudiar empíricamente los factoresmacroeconómicos más relevantes que explican el proceso inflacionariovenezolano, utilizando datos trimestrales para el período 1986-2000. Laestrategia de estimación que emplean los autores difiere de anterioresestudios para Venezuela en dos aspectos fundamentales: En primer lugar,explícitamente consideran el efecto que las brechas en los principalesmercados (dinero, cambiario y bienes) tienen sobre el procesoinflacionario. En segundo término, analizan separadamente la inflación debienes y la de servicios. Los desequilibrios fueron estimados a partir derelaciones de largo plazo en los mercados. Cabe destacar que la brechaen el mercado de bienes se obtiene a partir de la estimación de unproducto potencial utilizando una función de producción. La principalconclusión que se desprende de este estudio es que la brecha real afectadirectamente a la inflación de bienes mientras que la brecha cambiariaafecta de manera indirecta a la mencionada inflación. Por su parte, labrecha monetaria no parece influir, directa o indirectamente, sobre lainflación de bienes o la de servicios. El mayor peso en la explicación de lainflación de servicios, descansa en factores de costos como los salarios yel tipo de cambio, y en variables de demanda como el gasto público. Nose encontró evidencia de que la inflación de servicios sea explicada porlos desequilibrios en cuestión.

1

ABSTRACT

The purpose of this research is to make an empirical assessment about the

relevant macroeconomic factors that explain the Venezuelan inflationary process,

by using quarterly data for the period 1986-2000. The estimation strategy

employed by the authors differs from previous investigations for Venezuela in two

fundamental aspects: First, they explicitly consider the effect that the gaps in the

main markets (money, goods and exchange rate) have on the inflationary process.

Second, they analyze goods inflation and services inflation separately. Disequilibria

were estimated from long run relationships in the markets. The output gap is

obtained from the estimation of potential output through a production function.

The main conclusion drawn from this research is that the output gap affects goods

inflation directly whereas the exchange rate misalignment does it indirectly. The

monetary gap does not seem to affect inflation in neither of the two types

mentioned above. The short run dynamics of services inflation is explained by

costs factors, like salary and nominal exchange rate; and by demand side

variables, like public expenditure. No evidence was found on disequilibria driving

such dynamics.

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I. Introducción

El objetivo de este trabajo es estudiar empíricamente los factores

macroeconómicos más relevantes que explican el proceso inflacionario venezolano,

utilizando datos trimestrales para el período 1986-2000. La estrategia de

estimación que emplean los autores difiere de anteriores estudios para Venezuela

en dos aspectos fundamentales: En primer lugar, explícitamente consideran el

efecto que las brechas en los principales mercados (dinero, cambiario y bienes)

tienen sobre el proceso inflacionario. En segundo término, analizan separadamente

la inflación de bienes y la de servicios. Los desequilibrios fueron estimados a partir

de relaciones de largo plazo en los mercados antes mencionados.

El estudio se basa en un modelo de oferta y demanda agregadas en el cual los

precios y el producto son las variables endógenas. Se asume como posible la

existencia de desequilibrios temporales en el mercado de dinero, en el mercado de

bienes y servicios y en el tipo de cambio real, que influyen sobre la dinámica de

las variables endógenas. Dentro de las variables exógenas, tenemos aquéllas que

impactan a la demanda agregada tales como las monetarias, los fundamentos del

tipo de cambio real de equilibrio y las fiscales, entre otras. Luego están las que

afectan a la oferta agregada de corto plazo, tales como los costos de insumos

importados y de la mano de obra. También se consideran a las que mueven al

producto potencial, tales como el capital y la población económicamente activa.

Finalmente, encontramos que la persistencia es una característica importante de la

dinámica de las series de inflación. La principal conclusión que se desprende de

este estudio es que la brecha real afecta directamente a la inflación de bienes

mientras que la brecha cambiaria afecta de manera indirecta a la mencionada

inflación. Por su parte, la brecha monetaria no parece influir, directa ó

indirectamente, sobre la inflación de bienes ni la de servicios. En el caso de la

explicación de la inflación de servicios, el mayor peso descansa en factores de

costos como los salarios y el tipo de cambio, y en variables de demanda como el

gasto público. No se encontró evidencia de que la inflación de servicios sea

explicada por los desequilibrios en cuestión.

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El resto del trabajo se organiza de siguiente manera. En la segunda sección se

presenta sucintamente la evolución de la inflación en Venezuela desde 1950 y

algunos de los estudios más relevantes que se han hecho al respecto. En la

tercera sección se presenta las relaciones que caracterizan el equilibrio en los

sectores monetario, real y externo. Por su parte, en la cuarta sección se presenta

el modelo que gobierna la dinámica de corto plazo para las variables endógenas, a

saber: inflación (bienes y servicios) y crecimiento. La quinta sección se reserva

para la presentación de los resultados del análisis econométrico. Finalmente, se

comentan las principales conclusiones del estudio.

II. Evolución y Estudios de la Inflación en Venezuela

La inflación en Venezuela es, si se quiere, un fenómeno de reciente data e incluso

si se compara en los episodios más agudos de crecimiento de los precios con otras

economías latinoamericanas como Argentina, Brasil, México y Perú. En la evolución

de los precios en nuestro país, en los últimos cincuenta años, pueden distinguirse

claramente, como puede apreciarse el cuadro y gráfico 1, tres períodos:

Cuadro 1. Inflación y Tasa de Crecimiento del PIB(Promedio Vs Desviación Estándar)

CrecimientoPeriodo

Promedio Dispersión Máximo Mínimo1951-1973 6,59 2,90 11,67 1,331974-1978 5,95 2,15 8,77 2,141979-2001 1,34 4,43 9,73 -8,57

InflaciónPeríodo

Promedio Dispersión Máximo Mínimo1951-1973 1,70 1,66 5,62 -1,671974-1978 8,38 1,78 11,84 6,861979-2001 32,57 24,59 103,24 7,04

4

Gráfico 1. Inflación y Desviación Estándar

-5

15

35

55

75

95

115

1998

1994

1990

1986

1982

1978

1974

1970

1966

1962

1958

1954

-4

1

6

11

16

21

26

Inflación Desviación Estandar

a) Estabilidad de precios (1951-1973). En dicho período la economía venezolana

presentó una de las inflaciones promedio más bajas del mundo, 1,6% y una

importante tasa de crecimiento del PIB, 5,7%. Dentro de las características de

este período podemos resaltar que la gestión fiscal fue disciplinada. En efecto

el déficit fiscal como porcentaje del PIB, no superó el 1,5% y nunca hubo una

situación deficitaria tres años consecutivos. Consistente con esa disciplina, el

régimen cambiario prevaleciente era el tipo de cambio fijo. Se puede decir que

durante este período la gestión fiscal fue el ancla de precios.

b) Inflación moderada (1974-1978). En este lapso la inflación promedio

incrementó a 8,4% mientras que el crecimiento promedio se redujo a 4%. Una

de las características fundamentales de este período fueron los controles

masivos de precios y salarios y una política de subsidios directos e indirectos.

Ambas políticas, aunque insostenibles en el tiempo debido a la acumulación de

distorsiones que produjeron en el mercado laboral, de bienes y en el sector

externo, posibilitaron que en esos años el crecimiento de los precios fuera

menor al que ha debido resultar de las fuertes presiones de demanda producto

de políticas fiscal y monetaria expansivas. En este período se intenta dominar

la inflación con controles de precios y otorgamiento de subsidios, en un

ambiente donde el fisco disponía de abundantes recursos.

c) Inflación alta (1979-2001). En este período la inflación promedio fue 32,6%

mientras que el ritmo de actividad económica creció al 1,3% interanual. Entre

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1950 y 2001, la volatilidad de la economía, medida por la inflación, incrementó

y se produjo una caída sustancial en el crecimiento económico. Desde el punto

de vista de la política económica este lapso se caracteriza por marchas y

contramarchas tal como puede observarse en el cuadro 2, donde están listados

los distintos regímenes cambiarios aplicados. Es de destacar que durante ese

lapso se implementaron tres programas de ajuste económico, coincidiendo los

dos valores históricos más elevados de la inflación 81 y 103, con los años en

los que se aplicaron dos de los planes, 1989 y 1996.

Cuadro 2. Regímenes Cambiarios adoptados

Período Régimen1964-1983 (Febrero) Tipo de Cambio Fijo1983-1989 (Febrero) Control de Cambios

(Tasas Diferenciales)1989-1992 (Septiembre) Flotación1992-1994 (Junio) Crawling Peg1994-1996 (Abril) Control de Cambios1996-Presente Bandas de Flotación

Pudiéramos caracterizar el comportamiento de la economía venezolana, en estas

últimas dos décadas como volátil, fundamentalmente asociado a la incapacidad de

amortiguar los choques externos provenientes del mercado petrolero y de producir

las reformas institucionales, sobre todo en el ámbito fiscal. Cuando hay un choque

petrolero favorable, aumenta el gasto fiscal, cuando el choque se revierte el gasto

se mantiene o incluso se incrementa, entonces se recurre al endeudamiento. Al

restringirse la capacidad de endeudamiento y apreciarse el tipo de cambio real por

el efecto del gasto, se potencian las expectativas de devaluación. Luego,

sobreviene un fuerte ajuste del tipo de cambio que causa correcciones de precios.

Después de cada episodio de alza significativa de precios, la tasa promedio de

inflación se sitúa en un nivel más elevado, producto en buena medida de la

incorporación del mayor nivel de precios al proceso de formación de expectativas.

Dado que entre 1979 y 2001, se hacen evidentes importantes desequilibrios en

distintas variables económicas, algunos de los cuales se traducen en incrementos

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de precios, consideramos pertinente enmarcar nuestro estudio dentro de ese

período y utilizar una metodología empírica que recoja cómo los desajustes en los

principales mercados incidan sobre el crecimiento de los precios.

Los primeros estudios sobre los determinantes de la inflación en Venezuela donde

enfatizaban la parte conceptual. En este sentido vale la pena destacar el trabajo

de Antivero y Castellanos (1980) quienes sostienen que la inflación es un

fenómeno estructural debido a las elevadas ganancias de las empresas como

consecuencia de la cartelización de los mercados en la economía venezolana.

Estos autores atribuyen la aceleración inflacionaria del período 1974-1978, a la

inflación importada. En presencia de un tipo de cambio fijo, en una economía con

sesgo importador como la venezolana, el incremento de precios en el exterior,

producto del incremento de precios del petróleo a mediados de los setenta, se

tradujo en un incremento de la inflación en Venezuela. Por su parte, Lovera (1986)

enfatiza que el incremento sustancial del gasto público luego de 1974, a comienzo

del primer boom petrolero, implicó un desequilibrio entre oferta y demanda

agregada interna. Dicho desajuste, pudo ser atenuado en términos de su efecto

sobre el crecimiento de los precios, por la capacidad de importar que confirieron

los crecientes flujos de divisas provenientes de las ventas de petróleo. La visión

expresada por estos estudios es compartida por el estudio empírico de Rodríguez

(1986) quien utilizando datos anuales para el período 1969-1981 encuentra que la

inflación externa es un determinante de la inflación interna. Obviamente, esta

estimación no es robusta en el sentido de que fue hecha con una serie que

contenía pocos datos y, por tanto, pocos grados de libertad.

Los estudios empíricos en general han mostrado que los principales determinantes

de la inflación están asociados a variables fiscales, a presiones salariales, en

algunos casos a variables cambiarias y al primer rezago de la inflación. Es

interesante destacar que en el corto plazo no se consigue una relación fuerte entre

variables monetarias y el crecimiento de los precios. Guerra, Olivo y Sánchez

(1995), para datos de frecuencia trimestral correspondientes período 1984-1994,

utilizando vectores autorregresivos, encuentran que los principales determinantes

de la inflación son el déficit interno, las presiones salariales y el primer rezago de

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la inflación. No encuentran relación entre el crecimiento de los precios y el tipo de

cambio. Estos autores encontraron una relación de largo plazo entre precios y

dinero, y en el corto plazo se consiguió a través del término de corrección de

errores. Nicolescu y Puente (1994) llegan a conclusiones similares a las de los

trabajos antes mencionados. Por su parte, Dorta, Bello, Toledo y Silva (2001),

utilizando datos mensuales, consiguen evidencia de que la política cambiaria ha

incidido sobre la desaceleración en el crecimiento de los precios del período 2000-

2001. Esto se consiguió a costa de generar importantes desequilibrios en el sector

externo, que a principios de este año se revelaron insostenibles, producto de la

importante sobrevaluación del tipo de cambio que produjo el ancla cambiaria.

Ninguno de los estudios antes mencionados consideran por separado la inflación

de bienes y servicios. Esto cobra particular importancia debido a que buena parte

de las políticas que se han utilizado para limitar el crecimiento de los precios a

partir de 1983 han estado basadas en el tipo de cambio. En el presente trabajo se

estiman separadamente una inflación para bienes y otra para servicios.

Adicionalmente la literatura antes mencionada no considera explicitamente los

efectos simultáneos que los desequilibrios en los principales mercados: bienes,

dinero y sector externo tienen sobre la inflación. La metodología utilizada en este

trabajo permite hacer eso. La misma ha sido utilizada en otros paises petroleros

como Nigeria e Irán por Kuijs (1998) y Liu y Adedeji (2000), respectivamente.

Kuijs (1998), utilizando datos de frecuencia trimestral, para el período 1983-96,

estima relaciones de largo de largo plazo y mecanismos de corrección de equilibrio

en los mercados de dinero, bienes y sector externo no petrolero. Su principal

resultado es que la inflación es determinada por las variables monetarias. Liu y

Adedeji (2000), aplicando la metodología desarrrollada por Kuijs al caso iraní,

muestran que la inflación es determinada por el exceso de oferta de dinero, el cual

a su vez incentiva la sustitución de la moneda local por divisas. Estos autores usan

datos trimestrales para el período 1989 y 2000. En la próxima sección es descrita

resumidamente la metodología utilizada por estos autores.

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III. Relaciones de Equilibrio de Largo Plazo

A continuación se presentan relaciones de equilibrio para el mercado monetario,

para el sector externo y para el sector real de la economía. La economía

subyacente corresponde a una pequeña economía abierta cuyas exportaciones

están dominadas por un producto sujeto a importantes fluctuaciones en su precio.

El equilibrio en el sector monetario se representa convencionalmente como el

vaciado del mercado de dinero. Por su parte, para reflejar el equilibrio en el

sector externo se estima, mediante un modelo de fundamentos, el tipo de cambio

real de equilibrio (q*). Finalmente, el equilibrio del sector real se alcanza cuando la

economía se encuentra en su producto potencial.

III.1. Sector Monetario

La demanda de saldos reales empleada en este trabajo es similar a la

especificación de Arize y Melindretos (1999) para modelar el funcionamiento del

mercado de dinero para 12 países en vías de desarrollo, también empleada en

Arreaza et al (2001) para el caso particular venezolano.

Dicha especificación presenta la siguiente forma:

tttttd

t eiiym 4*

321 )( ααπαα +−++= (1)

donde md es el logaritmo de la demanda de saldos reales (M2), y es el logaritmo

de producto real, i e i* representan la tasa de interés nominal interna y externa

respectivamente y e corresponde al logaritmo del tipo de cambio nominal. Por

último, π representa la tasa de inflación (esperada). En consecuencia los

coeficientes αi deben ser entendidos como elasticidades, a excepción de los

coeficientes que acompañan las tasas de interés y a la tasa de inflación, los cuales

representan semielasticidades.

9

En la ecuación 1 se espera que el coeficiente α1 presente signo positivo, dado que

un mayor nivel de actividad económica debe ser financiado con una mayor

demanda de dinero, indicando una mayor demanda de dinero para financiar una

mayor actividad económica. Por su parte, se espera que el coeficiente α2 presente

signo negativo recogiendo el hecho de que frente a un eventual deterioro del valor

real del dinero, los agentes se interesan en reducir sus tenencias en este activo. El

coeficiente α3 tiene signo indeterminado. Por un lado, existe un efecto de costo de

oportunidad que tiende a disminuir la demanda de dinero real, por el otro existe

un efecto sustitución hacia activos remunerados que tiende a incrementar las

tenencias de cuasidinero. Para aquellas definiciones de dinero que incorporen

activos remunerados, inclusive este efecto sustitución tendrá signo indeterminado.

De igual manera, el coeficiente que acompaña al logaritmo del tipo de cambio

tiene signo indeterminado ya que un crecimiento en esta variable podría bien

reducir las expectativas de depreciación, o bien incrementarlas dependiendo del

proceso de formación de expectativas por parte de los agentes, provocando así un

incremento o una reducción de las demandas de saldos reales según sea el caso.

Por otra parte, el signo también depende de la posición neta dev las tenencias de

activos de los agentes denominados en moneda extranjera. Si los agentes

mantienen parte de su patrimonio en activos denominados en moneda extranjera

y el tipo de cambio sube, existirá un efecto riqueza que tenderá a incrementar las

tenencias de dinero.

Una propiedad de estas especificaciones es que imponen homogeneidad de

precios; es decir, frente a cambios en el nivel general de precios, en el largo plazo

se produce una respuesta proporcional en la demanda de saldos nominales1.

A partir de la demanda de dinero, obtenemos la brecha monetaria (BMt) que

mediante algún mecanismo de transmisión se espera impacte la dinámica de

precios. Esta brecha se calcula simplemente como sigue:dttt mmBM −= (2)

1 La validez de esta restricción para el caso venezolano se pone a prueba en Arreaza et al (2001)

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III.2. Sector Externo

Para definir la brecha en el sector externo, en primer lugar se encuentra el tipo de

cambio real de equilibrio entendido como aquél que garantiza simultáneamente la

sostenibilidad del sector externo, con la plena utilización de los recursos

productivos internos. La metodología utilizada a tal fin, fue desarrollada por

Baffes, Elbadawi y O’Connell (1999), consta de dos etapas y se conoce en la

literatura como modelos BEER (Behavorial Equilibrium Exchange Rate). Una

aplicación de este modelo fue hecha para Venezuela por Blyde (1999). Los pasos a

seguir en la estimación se resumen a continuación. En primer lugar se obtiene una

relación de largo plazo entre el tipo de cambio real observado y “sus

fundamentos”. Luego, para encontrar el tipo de cambio real de equilibrio, se debe

sustituir el “valor de equilibrio” de tales fundamentos en la relación previamente

encontrada. Para hallar estos “valores de equilibrio” se puede optar por aplicar un

filtro a las series. Es claro que este enfoque, a diferencia del basado en la Paridad

del Poder de Compra, no restringe el tipo de cambio real de equilibrio a un valor

fijo, siendo esto uno de sus principales atributos.

En nuestro caso, se busca una relación de largo plazo del siguiente tipo:

*)()( 3210 iiyitpq ttptt −+−++= ββββ (3)

donde q es el tipo de cambio real de equilibrio. Por su parte, pp representa a los

precios del petróleo, que para nuestro caso actúan como una proxy de los

términos de intercambio. Por lo tanto, se espera que β1 presente signo negativo.

Esto es debido a que la proporción de inversión total sobre el producto se

reconoce como una variable que recoge la productividad de la economía por lo

que se espera que el coeficiente estimado β2 tenga signo negativo. Finalmente,

un incremento en el diferencial de tasas (i-i*) puede asociarse con un mayor flujo

de entradas de capital que tenderá en el largo plazo a incrementar la posición

deudora neta del país, lo cual requerirá un tipo de cambio real más depreciado

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para garantizar el equilibrio. En otras palabras, se espera que β3 sea mayor que

cero.

El tipo de cambio de equilibrio (q*) se obtiene de la siguiente forma:

*))(())(()(* 3210 iiFyitFpFq ttp

tt −+−++= ββββ (4)

donde el operador F(*) extrae el valor tendencial de su argumento2.

La brecha cambiaria (BCt) estará definida como la diferencia entre el logaritmo del

tipo de cambio de equilibrio y el logaritmo del tipo de cambio efectivo. Es evidente

que esta brecha recoge el grado de sobrevaluación o subvaluación del tipo de

cambio. Una virtud de esta metodología es que cambios transitorios en los

determinantes del tipo de cambio real, no tienen efecto sobre el tipo de cambio

real de equilibrio.

III.3. Sector Real

La brecha del sector real se define como la diferencia entre el producto observado

y el producto potencial. Para estimar el producto potencial, se supone la

existencia de mercados competitivos, por lo cual la tasa de crecimiento del

producto puede ser descompuesta como sigue:

tttttt Rlky +∆+∆=∆ βα (5)

donde αt y βt representan la participación del capital y del empleo en la renta

calculadas de manera variable a lo largo del tiempo, mientras que ∆yt, ∆kt y ∆lt

representan la tasa de crecimiento del producto, del capital y del empleo

respectivamente. Finalmente, el término Rt recoge la parte del crecimiento que no

está explicada por cambios en los factores productivos. A este término se le

conoce en la literatura de crecimiento como el residuo de Solow.

12

En primer lugar, encontramos Rt en (5) y construimos un índice (RSt) a partir de

esta variable3. Luego, se estima una relación de largo plazo del siguiente tipo:

tttt rslky 3210 δδδδ +++= (6)

donde las minúsculas indican que las variables están expresadas en logaritmos.

Luego, para estimar el producto potencial (y*), empleamos la ecuación (6) pero

sustituyendo el logaritmo del empleo (lt) por el de la Población Económicamente

Activa menos el Desempleo Natural (pobt). De manera tal que la brecha real (BRt)

quedará expresada de la siguiente manera:

)( 3210 ttttt rspobkyBR δδδδ +++−= (7)

IV. Dinámica de Corto Plazo

Las ecuaciones antes descritas representan las relaciones de largo plazo para cada

uno de los tres sectores que conforman la economía. Sin embargo, en el corto

plazo, la dinámica de la inflación y del crecimiento dependerá - directa o

indirectamente - de los desequilibrios temporales en estos sectores, pero también,

de un vector X que incluye variables exógenas contemporáneas y rezagadas tales

como el crecimiento de los salarios y la tasa de depreciación del tipo de cambio,

así como variables endógenas rezagadas.

Esta dinámica se representa en forma no restringida en el siguiente sistema de

ecuaciones:

2 En este trabajo, F(*) es el Filtro de Hodrick y Presccott.3 Este índice se construye asignando RS0=1 y RSt=RSt-1(1+Rt)

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XBCBMBRy

XBCBMBRp

XBCBMBRp

ppp

n

iiti

n

iiti

n

iitit

n

iitsi

n

iitsi

n

iitsis

st

n

iitbi

n

iitbi

n

iitbib

bt

st

btt

rr

rr

rr

τδγλα

θδγλα

ψδγλα

φφ

++++=∆

++++=∆

++++=∆

∆−+∆=∆

∑∑∑

∑∑∑

∑∑∑

=−

=−

=−

=−

=−

=−

=−

=−

=−

987

654

321

111

111

111

)1(

(8)

Donde ∆pb y ∆ps representan la inflación en bienes y en servicios

respectivamente, mientras que φ representa la ponderación del índice de precios

de bienes en el índice general de precios. Las flechas superiores denotan vectores.

En las ecuaciones de la inflación de bienes y de servicios se espera que la suma de

los coeficientes que acompañan a la brecha real presente signo positivo, indicando

que un exceso de demanda en el mercado de bienes implicará un crecimiento en

el nivel de precios. Para que el producto converja a su valor potencial, se espera

que la sumatoria de los coeficientes que acompañan a la brecha real en la

ecuación del crecimiento muestre signo negativo. En esa misma ecuación, la suma

de los coeficientes que acompañan la brecha monetaria debe ser no negativa

indicando que las expansiones monetarias podrían ser efectivas para promover

crecimientos del producto en el corto plazo. Por último, también en la ecuación de

crecimiento, se espera que la suma de los coeficientes que acompañan la brecha

cambiaria sea negativa indicando que la tendencia a la sobrevaluación impacta

desfavorablemente la competitividad del sector transable de la economía y en

consecuencia, reduce las tasas de crecimiento.

V. Análisis Econométrico

V.1. Los datos

El modelo fue estimado con datos trimestrales para el periodo muestral 1986-

2000. Esto obedece a que algunas de las series de las variables4 consideradas en

4 Agradecemos al personal del Departamento de Apotyo Cuantitativo del BCV por elsuministro de la mayoría de las series

14

el estudio sólo están disponibles para el lapso señalado. Vale la pena mencionar

algunos de los casos donde se construyeron o completaron series como parte del

trabajo. Por ejemplo, el tipo de cambio real se construyó como un promedio

ponderado de tipos de cambios reales bilaterales para una muestra de 17 países

que en 1997 cubrían un 80% del volumen de comercio exterior. Esta última

variable sirvió de ponderación para el promedio mencionado. La serie de precios

del petróleo entre 1986 y 1987 es el precio spot del IFS,. Posteriormente, la serie

obtenida se deflactó con el IPC de USA.

De acuerdo con los contrastes de Dickey-Fuller (ADF) y Phillips-Perron (PP), todas

las variables en niveles son I(1) con tres excepciones. La hipótesis de que el

logaritmo del precio de los servicios es I(2) no pudo ser rechazada al 10% de

significación según ambos tipos de contrastes. Por su parte, la hipótesis de que el

logaritmo del nivel general de precios es I(2) fue rechazada al 5% de significación

según el contraste PP, pero no pudo ser rechazada al 10% de significación según

el contraste ADF. Finalmente, no se puede rechazar que el acervo de capital es

I(2) al 10% de significación según ambos tipos de contrastes.

V.2. Relación de Largo Plazo en el Mercado de Dinero

La tabla 1 muestra los resultados del contraste de cointegración de Johansen

correspondientes a la relación de largo plazo en el mercado de dinero. Los mismos

señalan la existencia de al menos una relación de cointegración5. La estimación

de la relación de cointegración es la siguiente6:

)94.5()15.13()04.3()13.6(

614.16027.0450.0)(005.0595.2 *

−−−

−−−−−= tttttdt eiiym π

(9)

Todas las elasticidades y semielasticidades son significativas estadísticamente y

con los signos esperados. El signo negativo de la semielasticidad “diferencial de

5 Este resultado es consistente con los encontrados por Arreaza et al (2001)6 Se incluyeron variables ficticias exógenas para controlar por la estacionalidad. Los residuos de esta ecuación sonestacionarios al 1%, de acuerdo con el contraste de Dickey Fuller (estadístico: -2.97 y valor crítico: -1.62)

15

tasas” estaría asociado a un predominio del efecto de costo de oportunidad de

mantener activos no remunerados sobre el efecto sustitución de activos

remunerados denominados en moneda doméstica y extranjera. El signo negativo

del tipo de cambio nominal estaría evidenciando que las expectativas de

depreciación del tipo de cambio nominal se incrementan con un ascenso del

mismo. Incrementos de 1% en el producto real y en la tasa de inflación producen

un incremento de 2.6% y una caída de 2.7% en la demanda de saldos reales,

respectivamente. Por su parte, aumentos de un punto porcentual en ambos, el

diferencial de tasas y el tipo de cambio nominal, generan una caída de 0.5% en la

demanda de saldos reales. El gráfico 2 muestra la brecha monetaria calculada

según la ecuación (2) y la tasa de inflación. Resalta la coincidencia de los picos de

ambas variables, lo cual se explica por la disminución de la demanda de saldos

reales causada por un repunte de la inflación. Como veremos más adelante, las

variaciones de corto plazo de esta brecha monetaria, consecuencia de

perturbaciones no solo de la misma inflación sino de la política monetaria y del

resto de variables que determinan la demanda de dinero, van a tener influencia

con cierto rezago la dinámica del crecimiento económico. Este último influirá sobre

la brecha del producto que será la que finalmente guíe la dinámica de la inflación.

Cuadro 3: Contraste del Rango de Cointegración según JohansenMercado de Dinero

Muestra(ajustada): 1986:2 2000:4Tendencia supuesta: Lineal determinísticaRezagos: 1-1

Hipótesis Estadístico Valor Crítico Valor CríticoNo. de EC(s) Autovalor Traza 5 % 1 %

Ninguna 0.538983 85.56202 68.52 76.07A lo sumo 1 0.313758 39.87716 47.21 54.46A lo sumo 2 0.158554 17.66217 29.68 35.65A lo sumo 3 0.095178 7.476795 15.41 20.04A lo sumo 4 0.026354 1.575764 3.76 6.65

16

Gráfico 2: Brecha Monetaria e Inflación

V.3. Relación de Largo Plazo para el Mercado Cambiario

Los resultados del contraste del rango de cointegración según Johansen para la

ecuación (3) son presentados en el cuadro 2. El estadístico-traza es menor pero

muy cercano del valor crítico al 5% de significación. En este sentido, se justifica el

rechazo de la hipótesis de que no existe relación de cointegración7. Los estimados

de los parámetros de la ecuación de largo plazo se dan a continuación:

)12.1()21.0()15.1(154.8)(010.0)(189.0489.1 *

−−+−+−−−= tttt

ptt iiyitpq

(10)

Como puede observarse, la significación estadística de las variables es débil, sin

embargo, los signos de los parámetros estimados son los esperados. Estos

resultados son consistentes con los alcanzados por Blyde (1999). Baffes et al

(1999) argumentan que es suficiente encontrar la relación de cointegración y que

la misma tenga propiedad de atractor en la dinámica de las variables. El modelo

VEC evidencia que las dinámicas del tipo de cambio real y de la inversión total

7 También se incluyen variables exógenas ficticias para controlar por la estacionalidad y una variable ficticiaasociada a la fuerte perturbación producida por el paquete de medidas tomadas en el segundo trimestre de 1989.

.00

.05

.10

.15

.20

.25

.30

.35

.40

.45

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

.4

.5

.6

1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000

BM2 DLIPC

17

como proporción del PIB responden significativamente a desequilibrios en esta

relación de largo plazo.

Cuadro 4: Contraste del Rango de Cointegración según JohansenSector Externo

Muestra(ajustada): 1986:2 2001:4Tendencia supuesta: Lineal determinísticaRezagos: 1-1

Hipótesis Estadístico Valor Crítico Valor CríticoNo. de EC(s) Autovalor Traza 5 % 1 %

Ninguna 0.284669 46.90246 47.21 54.46A lo sumo 1 0.267374 27.13685 29.68 35.65A lo sumo 2 0.097289 8.780750 15.41 20.04A lo sumo 3 0.045410 2.741913 3.76 6.65

El tipo de cambio real de equilibrio se obtuvo sustituyendo en la ecuación de largo

plazo a la tendencia (filtro de Hodrick-Prescott) de los fundamentos. El gráfico 3

muestra el tipo de cambio real efectivo y el equilibrio estimado. Por su parte, el

gráfico 4 presenta la sobrevaluación relativa medida como la diferencia de los

logaritmos y la tasa de inflación. Aparentemente los periodos cuando la moneda

ha estado más sobrevaluada se encuentran a partir de 1994, lo cual coincide con

políticas cambiarias para controlar la inflación, vía las manipulaciones en el tipo de

cambio nominal.

Gráfico 3: Tipo de Cambio Real Efectivo y de Equilibrio

40

60

80

100

120

140

160

84 86 88 90 92 94 96 98 00

Q Q*

18

Gráfico 4: Sobrevaluación e inflación

V.4. Relación de Largo Plazo para el Sector Real

En una primera fase, la relación de largo plazo (6) entre el producto, el capital, el

empleo y el índice RSt se estima con datos anuales, ya que no se dispone de una

serie trimestral para el acervo de capital. Las pruebas de Dickey-Fuller sobre esta

serie se inclinan a favor de una integración de segundo orden, aunque el

estadístico de contraste no se encuentra muy lejos del valor crítico al 10%. Es

difícil encontrar una justificación teórica para incluir en la relación de largo plazo a

la primera diferencia del capital, y por tal motivo se incorpora en niveles. El cuadro

5 presenta los resultados del contraste de cointegración de Johansen para la

ecuación 6, indicando la existencia de al menos una relación de cointegración

hasta con un nivel de significación del 1%8. Los parámetros estimados de la

función de producción de largo plazo son los siguientes:

8 Se intentó estimar una función de producción de largo plazo sin la variable RS pero el contraste de Johansen sepronuncia por la inexistencia de cointegración. Estimaciones recursivas por OLS del coeficiente asociado a latecnología sugieren su inestabilidad sugiriendo un cambio estructural ocurrido en algún momento del período1979-1990. Incluyendo en las estimaciones de la relación de largo plazo una variable ficticia aditiva, que toma el

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.0

0.1

0.2

0.3

0.4

84 86 88 90 92 94 96 98 00

q*-q π

19

)15.81()95.49()41.90(

925.0394.0591.0 tttt rslky ++=(11)

Todos los coeficientes son significativamente diferentes de cero. La suma de los

coeficientes del capital y el empleo es 0.985, sin embargo, la hipótesis de retornos

constantes a escala es rechazada al 1% de significación. Un incremento de 1% en

el acervo de capital induce un incremento del 0.59% en el producto, mientras que

un alza del 1% en el empleo genera un aumento de 0.39% en el producto. La

estimación del producto potencial anual se efectúa sustituyendo el capital, la

población económicamente activa menos una estimación del desempleo natural9 y

el índice RSt en esta ecuación. Seguidamente, se baja la frecuencia del producto

potencial anual a trimestral con el método "constant-match sum" del paquete

Eviews. El gráfico 5 despliega el producto efectivo y el producto potencial.

Cuadro 5: Contraste del Rango de Cointegración según JohansenFunción de Producción

Muestra(ajustada): 1954 2000Tendencia supuesta: Lineal determinísticaRezagos: 1-3

Hipótesis Estadístico Valor Crítico Valor CríticoNo. de CE(s) Autovalor Traza 5 % 1 %

Ninguna 0.499303 60.02873 47.21 54.46A lo sumo 1 0.252300 27.51629 29.68 35.65A lo sumo 2 0.238476 13.85089 15.41 20.04A lo sumo 3 0.022020 1.046522 3.76 6.65

Una vez obtenido el producto potencial, estimado trimestralmente, se calcula la

brecha real según la ecuación (7)10. El gráfico 6 compara a la brecha real y a la

tasa de inflación. Debido a la estacionalidad del producto y por ende de la brecha

valor uno a partir de 1980 y cero en otro caso, el contraste de Johansen indica una relación de cointegración. Elaño se seleccionó para aquel estadístico de Dickey-Fuller que más favorece la estacionaridad de los residuosestimados por OLS. Cómo es de esperar, es para el mismo año donde la variable ficticia presenta la mayorsignificación estadística.

9 La tasa de desempleo natural fue estimada aplicando el filtro de Hodrick-Prescott a la serie anual de desempleopara el período 1950-2000. Se utilizó el parámetro λ=5000000 que produce un resultado de máxima suavización,es decir una linea recta.

20

no es muy clara la relación entre ésta y la inflación. Sin embargo, como veremos

más adelante, la brecha resulta significativa en una ecuación para la inflación de

bienes, lo que constituye una especie de curva de Phillips.

Gráfico 5: Producto Efectivo y Producto Potencial

Gráfico 5: Brecha Real e Inflación

V.5. Inferencia sobre la Dinámica de Corto Plazo

10 El estadístico de Dickey Fuller (-2.46), sobre la estacionaridad de la brecha real, no está muy lejos del valorcrítico al 10% (-2.59).

100000

110000

120000

130000

140000

150000

160000

1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000

PPN PIB

.00

.05

.10

.15

.20

.25

.30

.35

-.16

-.12

-.08

-.04

.00

.04

.08

.12

1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000

BR π

21

El objetivo que se persigue en esta fase del estudio es inferir una estructura

parsimoniosa del modelo (8), permitiendo recoger del conjunto hipotético de

factores, aquéllos que determinan en forma relevante, directa o indirectamente, la

dinámica del proceso inflacionario tanto de bienes como de servicios. La

estrategia seguida fue similar a la metodología de Hendry o el llamado London

School of Economics approach to model selection11. Esto permite reducir el

número de parámetros estimados mejorando los grados de libertad.

Adicionalmente, la exclusión de términos dinámicos irrelevantes contribuye a

mejorar la eficiencia de los estimadores y permite controlar un mayor número de

variables en un modelo. El tratamiento uniecuacional permite mayor flexibilidad

para el diagnóstico y tratamiento de la heterocedasticidad y la autocorrelación. En

nuestro caso particular, esto es de especial importancia ya que muchos estudios

han demostrado que las perturbaciones de las ecuaciones de inflación tienden a

presentar algún tipo de heterocedasticidad condicional autorregresiva12. Estas

ventajas tienen como contrapartida, con relación a un modelo VAR, una mayor

dificultad para calcular la función de impulso respuesta y para el análisis de

descomposición de varianza.

En el cuadro 6 se presentan los resultados obtenidos para la inflación de bienes y

de servicios. Nótese que existen dos versiones para el caso de la inflación de

bienes, la primera incluye la brecha real y la segunda incluye el gasto público

como proporción del PIB. Esta separación trata de controlar la redundancia en las

variables explicativas toda vez que el PIB13, que forma parte de la brecha, incluye

al gasto público en su composición. Para la inflación de servicios no presentamos

una ecuación con la brecha ya que la misma no es estadísticamente significativa.

Es importante destacar que todas las ecuaciones en esta tabla fueron estimadas

suponiendo que la varianza de las perturbaciones sigue un proceso ARCH de

11 El método aplicado se puede resumir de la manera siguiente: Se parte de una ecuación dinámica lo másgeneral posible con relación al tamaño de muestra y mediante un procedimiento de simplificación por etapas, seselecciona una ecuación que, entre otras condiciones, solo tenga términos relevantes y esté correctamenteespecificada desde el punto de vista econométrico.12 Existen muchos estudios donde se utiliza este tipo de especificaciones en modelos de inflación, como en Engle(1983) y en el caso venezolano en Dorta et al (1997).13 Otra variable fiscal que se probó fue la razón deuda-PIB, pero la misma no resultó significativa.

22

primer orden. Como puede observarse, el termino ARCH es estadísticamente

significativo, hasta con un nivel de significación del 10%, en todos los casos.

Los resultados del cuadro 6 indican los factores que directa y significativamente

determinan la inflación. Luego veremos que hay otros factores que lo hacen de

manera indirecta a través de la ecuación del crecimiento económico, el cual pasa a

determinar la brecha real.

En la primera versión de la ecuación de bienes, la variable con mayor significación

estadística fue precisamente la brecha real, seguida en orden de significación por:

La tasa de crecimiento del salario (denotado por s) rezagada un período, la

inflación de servicios rezagada un período, la tasa de crecimiento del tipo de

cambio nominal, la inflación de bienes rezagada un periodo, el factor estacional del

segundo trimestre, la tasa de crecimiento del tipo de cambio nominal rezagada un

periodo y el régimen de control de cambios14. Las estimaciones puntuales de los

coeficientes, cuyos signos coincidieron con los esperados, miden elasticidades y/o

semielasticidades promedio de corto plazo. Los efectos a un plazo mayor requieren

de la resolución dinámica del modelo.

En la ecuación para la inflación de servicios, la variable con mayor significación

estadística fue la inflación de servicios rezagada un período seguida por: la

inflación de bienes rezagada un periodo, la tasa de crecimiento del salario, el

control de cambios, la tasa de crecimiento del tipo de cambio nominal y el gasto

público como proporción del PIB rezagado uno y dos periodos. Como en el caso de

bienes, todos los coeficientes estimados poseen los signos esperados y los mismos

miden elasticidades y/o semielasticidades de corto plazo. Medir los efectos a un

plazo más largo requiere resolver dinámicamente el modelo, tal como se mencionó

en el caso de bienes.

Al comparar los resultados para las ecuaciones de bienes y servicios, llama

particularmente la atención que la brecha real es solamente significativa para la

14 Se controló por otras variables ficticias correspondientes a los diferentes regímenes cambiarios implantadosdurante el período en estudio. Las mismas no resultaron estadísticamente significativas.

23

inflación de bienes. Este resultado puede ser explicado porque la canasta que

integra a los servicios contiene una alta ponderación en rubros cuyos precios están

sujetos a controles administrativos. En consecuencia la dinámica de la inflación de

servicios pareciera ser independiente de la fase del ciclo económico. Los factores

de costos resultaron significativos en ambas ecuaciones de inflación. Como es de

esperar, el tipo de cambio resultó más relevante, tanto en magnitud como en

significación estadística, para explicar la inflación de bienes debido a que el

componente transable es fundamental en la canasta que se utiliza para medir este

tipo de inflación. Por su parte, los salarios también resultaron más importantes en

la inflación de bienes, lo cual sorprende un poco dado que los servicios son más

intensivos en el factor trabajo que los bienes. Tanto la inflación de bienes como la

de servicios presentan una importante persistencia, la cual es recogida por la

magnitud del coeficiente del primer rezago de la variable dependiente, siendo ésta

mayor en el caso de los servicios que para el caso de los bienes. Este resultado es

consistente con el encontrado en Dorta et al (2000).

Al observar la segunda versión de la inflación de bienes, se aprecia que algunas

regularidades se mantienen a pesar de excluir la brecha real como variable

explicativa. En particular, la persistencia de la serie sigue siendo mayor para la

inflación de servicios que para la de bienes. Asimismo, la tasa de depreciación

sigue afectando más significativamente a esta última. De igual manera, la variable

artificial correspondiente al período del control de cambios mantiene su

significación estadística. Sin embargo, vale destacar que al sustituir la brecha real

por la razón gasto público-PIB, la variación de los salarios deja de ser

estadísticamente significativa.

Como se mencionó anteriormente, las perturbaciones, tanto para la inflación de

bienes como para la de servicios, presentan heterocedasticidad condicional

autorregresiva, la cual es bien representada por un proceso ARCH de primer

orden. Como puede apreciarse en el gráfico 7, se verifica que la volatilidad de los

choques, representada por las desviaciones estándares condicionales, es superior

para la inflación de bienes. La modelación de la varianza condicional permite omitir

24

el uso de variables artificiales para intervenir los modelos, al restarle influencia a

las observaciones que siguen a las mayores innovaciones (elevadas al cuadrado)

para la estimación de los parámetros. Nótese que los picos mas pronunciados para

la desviación estándar condicional se alcanzan durante el primer trimestre de 1989

y el segundo trimestre de 1996, fechas que coinciden con importantes cambios en

la orientación de la política económica.

25

Cuadro 6: Estimación de Ecuaciones de Inflación

Variable Bienes I Bienes II Servicios

Intercepto - - 0.161(4.60)

Control deCambios

0.018(2.26)

0.018(1.65)

0.030(3.44)

∆pb-1

0.209(5.37)

0.301(2.86)

0.141(3.64)

∆ps-1

0.308(11.02)

0.293(2.922)

0.427(5.48)

BR 0.219(19.74) - -

GP/PIB(-1) - - 0.053(2.83)

GP/PIB(-2) - 0.085(5.467)

0.031(1.93)

∆s - - 0.159(3.50)

∆s-10.152

(11.49) - -

∆e 0.155(9.32)

0.205(9.97)

0.049(2.99)

∆e-10.086(4.88)

0.079(2.36) -

Trim. 2 0.016(5.16)

0.020(2.49) -

Ecuación de la Varianza

C 4.88E-07(0.072)

1.48E-04(1.74)

1.6E-04(1.99)

ARCH(1) 2.38(4.18)

1.308(2.42)

0.725(1.67)

R-cuadradoajustado 0.314 0.415 0.739

En todas las ecuaciones los correlogramas de los residuos nopresentan evidencias de autocorrelación y los contrastes denormalidad no pudieron ser rechazados con una significacióndel 5%

Gráfico 7: Desviaciones Estándares Condicionales

.0

.1

.2

.3

.4

1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000

Bienes 1 Bienes 2 Servicios

26

Pasamos ahora al análisis de los principales factores que afectan indirectamente a

la inflación a través de la brecha real. Se debe tener siempre presente que los

resultados encontrados hasta ahora señalan que la brecha real afecta

significativamente a la inflación de bienes pero no a la de servicios y, por lo tanto,

también tendrá un efecto importante en la inflación general15. Es por eso que

resulta de utilidad estimar una ecuación para la tasa de crecimiento del PIB

(ecuación 8), la cual determina, en gran medida, las variaciones de la brecha real.

Cualquier factor que incida en el corto plazo sobre la tasa de crecimiento estaría

provocando un cambio en la brecha real y por ende otro en la tasa de inflación en

la misma dirección. Otras fuentes de variación de la brecha real son las que

inciden sobre el producto potencial.

En el cuadro 7 se presentan sendas ecuaciones de crecimiento. La segunda

ecuación sólo difiere de la primera en la exclusión de la brecha monetaria, debido

a que la misma no es significativa estadísticamente. Las variables artificiales que

recogen el comportamiento estacional de la serie resultaron ser las de mayor

significación estadística, seguidas de la brecha real rezagada un período, del tercer

rezago de la tasa de crecimiento del PIB, de la brecha cambiaria rezagada un

período y de la tasa de crecimiento del dinero (M2) rezagada dos periodos. El

signo negativo de la brecha real indica que en ausencia de choques, la tasa de

crecimiento del PIB disminuye cuando el producto corriente se aleja por arriba de

su nivel de pleno empleo en el periodo anterior. Por su parte, el signo negativo de

la brecha cambiaria sugiere que una sobrevaluación en el periodo anterior afecta

negativamente a la actividad real. Por último, expansiones monetarias impactan

positivamente al producto en el corto plazo, no obstante la irrelevancia de los

desequilibrios en el mercado de dinero en la dinámica del producto.

Nótese que el sistema dinámico constituido por las ecuaciones de inflación y

crecimiento presentadas anteriormente no representa estrictamente un modelo

con corrección de desequilibrios en virtud de que la brecha real entra

contemporáneamente en la ecuación de inflación. En nuestro caso, lo que se

27

intenta es medir el efecto que los desequilibrios tienen sobre la inflación y el

crecimiento, siguiendo a Liu y Adedeji (2000).

Cuadro 7: Estimación de Ecuaciones de Crecimiento

Variable Crec I Crec II

C -0.059(-6.32)

-0.058(-7.12)

∆y-30.375(4.27)

0.365(4.37)

BR-1-0.533(-4.90)

-0.552(-5.70)

BC-1-0.031(-4.12)

-0.031(-4.43)

BM-10.008(0.37)

-

∆m-20.094(1.91)

0.094(1.97)

Trim(2) 0.059(5.00)

0.058(5.22)

Trim(3) 0.062(7.35)

0.061(7.90)

Trim(4) 0.116(9.22)

0.114(10.20)

π-1-0.151(-2.13)

-0.132(-2.82)

π-30.148(2.40)

0.144(2.44)

π-4-0.086(-1.36)

-0.093(-1.57)

R-cuadradoajustado

0.899 0.878

En todas las ecuaciones los correlogramas de los residuos ylos contrastes LM no presentan evidencias deautocorrelación. Por su parte, los contrastes deheterocedasticidad de White y ARCH, así como los denormalidad, no pudieron ser rechazados con unasignificación del 5%.

15 La ponderación de bienes y servicios en el IPC general es de aproximadamente 50 y 50 por ciento.

28

VI. Conclusiones

La principal conclusión que se desprende de este estudio es que la brecha real

afecta directamente a la inflación de bienes mientras que la brecha cambiaria

afecta de manera indirecta a la mencionada inflación. Por su parte, consistente

con los resultados de otros estudios para el caso venezolano, la brecha monetaria

no parece influir, directa ó indirectamente, sobre la inflación de bienes ni la de

servicios. En el caso de la explicación de la inflación de servicios, el mayor peso

descansa en factores de costos como los salarios y el tipo de cambio, y en

variables de demanda como el gasto público. No se encontró evidencia de que la

inflación de servicios sea explicada por los desequilibrios en cuestión.

Más detalladamente los resultados nos permiten sostener lo siguiente:

a) La brecha real sólo es significativa en la inflación de bienes

(contemporáneamente) lo cual pudiera explicarse por los controles que el

gobierno aplica a muchos servicios como los alquileres, suministro eléctrico,

comunicaciones, transporte público y otros. Lo anterior implica la escasa

dependencia de la inflación de servicios de los ciclos económicos. Por

consiguiente la dinámica de la inflación general responde en el corto plazo a la

brechas real, ya que aquélla es un promedio ponderado de la de bienes y de

servicios.

b) Los factores de costos resultaron significativos en ambas ecuaciones de

inflación. Como es de esperar, el tipo de cambio resultó más relevante, tanto

en magnitud como en significación estadística, para explicar la inflación de

bienes. Los salarios también resultaron más importantes en la inflación de

bienes. Este resultado, un tanto sorprendente, pudiera explicarse por los

controles de precios en los servicios.

29

c) Tanto la inflación de bienes como la de servicios presentan una importante

persistencia, siendo ésta mayor para el caso de los servicios. Este resultado

coincide con el de trabajos anteriores.

d) Las perturbaciones tanto para la inflación de bienes como para la de servicios

presentan heterocedasticidad condicional autorregresiva, la cual es bien

representada por un proceso ARCH(1). Se verifica que la volatilidad de los

choques es bastante superior para la inflación de bienes. La modelación de la

Varianza Condicional permite omitir el uso de variables artificiales para

controlar por choques a la inflación, al ponderar menos tales observaciones en

la estimación de los coeficientes.

e) Se construyeron variables artificiales para controlar por arreglos cambiarios.

Sólo resultó estadísticamente significativa la asociada al período del Control de

Cambio (junio 94 - Marzo 96), la cual presentó signo positivo.

f) Como variables fiscales se incorporaron la relación Deuda/PIB, la cual resultó

no significativa, y la relación Gasto Público / PIB, que resultó significativa, para

explicar la inflación de bienes y servicios.

g) La sobrevaluación impacta desfavorablemente la tasa de crecimiento. En

efecto, según el coeficiente, una sobrevaluación de 1% reduce la tasa de

crecimiento del PIB en 0.03%, con un retardo de 1 trimestre.

h) Un incremento de la tasa de crecimiento del dinero produce una expansión de

la actividad económica. Este efecto comienza a manifestarse con un rezago de

2 trimestres en promedio.

i) En términos de la efectividad de los instrumentos del Banco Central para abatir

la inflación, podemos afirmar que el ancla cambiara, usada intensivamente

desde la década de los ochenta, ha contribuido a reducir las tensiones

inflacionarias en el corto plazo. Esto, tanto por su efecto directo sobre la

30

estructura de costos, como por su efecto sobre la brecha real. No obstante,

estudios previos alertan sobre los riesgos de acumular significativos niveles de

sobrevaluación que terminan socavando la credibilidad en el esquema

cambiario y atentando contra la política antinflacionaria. Por otro lado, el

combate contra la inflación, apoyado exclusivamente en el ancla cambiaria,

presenta importantes costos en términos de la actividad real de la economía,

tal y como lo muestran los resultados obtenidos.

j) Desequilibrios en el mercado de dinero no son relevantes para la

determinación de la inflación, ni para la actividad económica. No obstante, la

tasa de crecimiento del dinero nominal si tiene un efecto importante sobre la

tasa de crecimiento del producto y por lo tanto termina por presionar la

inflación. Lo anterior implica la conveniencia de que la política monetaria

propicie tasas reducidas de crecimiento del dinero; en particular, evitar

financiamientos monetarios del déficit fiscal.

Adicionalmente, en este trabajo se especifica y estima un modelo de oferta y

demanda agregadas que permite describir las principales características de la

dinámica inflacionaria, conjuntamente con la del crecimiento económico de

Venezuela con frecuencia trimestral para el periodo 1986-2000. El modelo permite

la existencia de desequilibrios temporales en el mercado de dinero, en el mercado

de bienes y servicios y en el tipo de cambio real, los cuales influyen sobre la

dinámica de las variables endógenas. Es importante destacar que las ecuaciones

estimadas pueden ser utilizadas como parte de un Modelo Macroeconómico de

Pequeña Escala, ya que la estructura básica de estos modelos contiene: una curva

de Phillips o de oferta agregada, una ecuación de demanda agregada, una

ecuación para la demanda de dinero, una ecuación para la paridad no cubierta de

intereses y una regla de política. Entre los usos de este tipo de modelos podemos

mencionar los siguientes: analizar la reacción de la economía ante diferentes

choques exógenos, investigar las implicaciones para la inflación y el producto de

diferentes reglas de política, calcular respuestas al impulso y/o simular el modelo

estocásticamente.

31

REFERENCIAS

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Baffes, Jhon, Ibrahim Elbadawi y Stephen O’Connell, (1999), "Single-Equation estimation of the Equilibrium Exchange Rate," en Laurence E. Hinke yPeter Montiel, ed. Exchange Rate Misaligment: Concepts and Measurements forDevoloping Countries. Oxford University Press.

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