LA BRECHA DE PRECIOS INTERNA Y EXTERNA EN MÉXICO: UN ANÁLISIS A TRAVÉS DE LA ECUACIÓN...

LA BRECHA DE PRECIOS INTERNA Y EXTERNA EN MÉXICO: UN ANÁLISIS A

TRAVÉS DE LA ECUACIÓN CUANTITATIVA

Horacio CatalánLuis Miguel Galindo

INTRODUCCIÓN

La tasa de inflación se reduce

Convergencia paulatina con la trayectoria de precios de los Estados Unidos

Brotes inflacionarios

Modelo no causal

II. MARCO GENERAL

El modelo P* (Hallman, Porter y Small, 1991)

Identificar el potencial inflacionario de una economía a través de estimar el nivel de precios de largo plazo o de equilibrio

La relación de equilibrio utilizada se fundamenta en la identidad de la ecuación cuantitativa del dinero

El nivel de precios tiene una relación positiva con algún agregado monetario y la velocidad de circulación y una relación inversa con el ingreso

El modelo se convierte en un ancla de precios basado en las condiciones monetarias

II. MARCO GENERAL

El modelo se ha modificado para:

1.Incluir una brecha de precios externa con objeto de reducir el problema potencial de la endogeneidad del dinero presente, en mayor medida, en regimenes de tipo de cambio fijo

2.Identificar las fuentes de inflación interna y externa

3.Considerar la evidencia empírica favorable a la presencia de un efecto de traspaso (pass through) del tipo de cambio a los precios

Modelo P*: (1) YPVM tttt

II. MARCO GENERAL

Despejando la ecuación (1): (2)

Restando la ecuación (1) a la (2), en logaritmos naturales, se obtiene la brecha de precios doméstica. :

(3)

Existen formas alternativas para estimar los valores de equilibrio que van desde el uso de valores tendenciales, filtros como el de Hodrick y Prescott o modelos estructurales de vectores autoregresivos (SVAR)

YVMPt

ttt *

**

vvyyppttt

***

II. MARCO GENERAL

En este caso, las estimaciones de la brecha de precios del modelo P* se obtuvieron utilizando el procedimiento de Johansen: (4)

Los coeficientes esperados son: β1 = 1, β2 = -1 y β3 = 1

urymp ttttt

321

II. MARCO GENERAL

ECM:

(4)

Donde (p*-p)t-1 representa al vector de cointegración con 1>0

→ un aumento del nivel de precios de equilibrio por arriba de su valor real en el período t-1 induce un aumento de la tasa de inflación en el período t y a la inversa.

upprmy tt

t

i iti

t

i iti

t

i iti

t

i itit *

111 41 31 21 110

II. MARCO GENERAL

La brecha de precios externa puede desprenderse directamente de la condición de poder de paridad de compra (PPP) o de definición de tipo de cambio real despejada en referencia a los precios domésticos:

(5)

→ El equilibrio de los precios domésticos se obtiene entonces suponiendo un tipo de cambio real de equilibrio (Johansen):

(6)

La brecha de precios externos, en logaritmos, se define como:

(7)

SRPS

Pt

x

td

t

t

SRPS

Pt

x

td

t

t*

*

*

psrsppp xdtt

***

II. MARCO GENERAL

La brecha total de precios es:

(8) (gap-total)t = (gap-doméstico)t + (gap-externo)t

Substituyendo las ecuaciones (3) y (7) en la ecuación (8):

(9)

→ Las brechas de precios interna y externa se incluyen en dos modelos generales como mecanismo de corrección de error (ECM)

psrspvvyypp xtttt *****

II. MARCO GENERAL

Primer modelo: sólo incluye, además de los ECM a los efectos inerciales de la tasa de inflación

Segundo modelo: incluye además de los ECM y a la inflación rezagada a las primeras diferencias de la tasa del producto, del agregado monetario y de la tasa de interés nominal; ésta última como proxy de los cambios en la velocidad de circulación del dinero

En ambos casos el impacto de la brecha interna de precios se concentra en la significancia estadística de γ1 mientras que la relevancia de la brecha externa corresponde a la signficiancia estadística de γ2 (10)

(11)

upppppp tttit

t

i it

d

*12111 10 *

uppppmrypp

ttt

t

i itiit

t

i iit

t

i iit

t

i it

d

*1211

1 31 31 21 10

*

II. MARCO GENERAL

Con objeto de identificar la importancia de estas dos brechas dependiendo del régimen monetario ambos modelos se estimaron para toda la muestra y para el período 1980(1)-1994(4) y 1995(1)-2006(4)

Considerar un primer período donde el tipo de cambio estaba en un esquema de flotación sucia y para el período 1995(1)-2006(4) donde el tipo de cambio se determina directamente en el mercado

IV. EVIDENCIA EMPÍRICA

Cuadro 1.Pruebas de raíz unitaria

VariableA B C A B C

pt -3.47(4)* -3.23(4)* 0.46(7) -3.15 -6.04* 1.91 0.9160* 0.2102*

Δpt -3.06(3) -2.48(3) -2.26(3)* -3.39 -2.33 -1.84 0.5973* 0.1123

ΔΔpt -5.04(5)* -5.01(5)* -4.93(5)* -8.21* -8.27* -8.31* 0.0548 0.0559

m2t -2.20(2) -6.65(8)* 0.52(8) -0.53 -4.89* 5.75* 0.2628* 10.260

Δm2t -2.89(4) -1.38(7) -1.33(7) -7.64* -5.45* -2.57* 0.0747 0.7112*

ΔΔm2t -5.86(6)* -5.91(6)* -5.88(6)* -23.0* -23.1* -23.2* 0.0631 0.0637

yt -3.37(8) 0.88(8) 2.30(8)* -5.19* -0.02 2.68* 0.1806 1.0714*

Δyt -4.14(8)* -3.80(8)* -2.47(8) -23.9* -23.7* -20.2* 0.0414 0.1179

ΔΔyt -7.99(6)* -8.03(6)* -8.06(3)* -63.8* -64.2* -64.5* 0.0355 0.0400

rt -3.11(3) -1.20(3) 8.80(3)* -3.07 -1.26 -0.71 0.0981 0.7658*

Δrt -5.51(2)* -5.47(2)* -5.47(2)* -10.3* 10.2* -10.2* 0.0754 0.1705

ΔΔrt -6.43(8)* -6.45(8)* -6.48(8)* -21.7* -21.8* -22.0* 0.0555 0.0557

ADF PP(4) KPSS(9)

Nota: (*) indica rechazo de la hipótesis nula al 5% de significancia. El valor entre paréntesis en ADF indica el número de rezagos (t-sig). Los valorescrít icos al 5% para la prueba Dickey-Fuller Aumentada, en una muestra de T=100, son de –3.45 incluyendo constante y tendencia (modelo A), -2.89únicamente la constante (modelo B) y –1.95 sin constante y sin tendencia (modelo C), (Maddala y Kim, 1998, p. 64) Los valores crít icos al 5% para KPSS

son de ημ= 0.463 y ητ = 0.146, (Kwiatkowski et . al. 1992, p. 166)


-.05

.00

.05

.10

.15

.20

.25

.30

80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

Gráfica a1.Primera diferencia de p

-.05

.00

.05

.10

.15

.20

.25

.30

.35

80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

Gráfica a2.Primera diferencia m2

-.10

-.05

.00

.05

.10

80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

Gráfica a3.Primera diferencia de y

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

Gráfica a4.Primera diferencia de r


Cuadro A1.Prueba de Bai y Perron para múltiples cambios estructurales

Número Fechas de Número Fechas dede cambios cambio de cambios cambio

1 -678.034 1988:01:00 1 -633.456 1988:01:002 -701.679 1988:1, 1994:4 2 -631.457 1988:2, 1995:23 -730.710 1984:4, 1988:1, 1994:4 3 -626.429 1984:1, 1988:1, 1995:2

4 -725.495 1984:4, 1988:1, 1994:4, 1998:4

4 -619.044 1984:1, 1988:1, 1995:2, 2001:4

5 -717.278 1984:4, 1988:1, 1994:4, 1998:4, 2002:4

5 -610.298 1984:1, 1988:1, 1994:2, 1998:3, 2002:3

BIC BIC

Nota: BIC = Criterio de información bayesiano. El valor en negrillas de BIC indica el número de cambios estructurales en la serie.

Nivel de precios (p t ) Agregado monetario M2 (m2 t )


Cuadro A2.Criterios de información del modelo VAR

Rezago

LR

FPE

AIC

SC

HQ

0 3.96e-05 1.214680 1.318887 1.256854

1 1250.824 1.04e-10 -11.63189 -11.11086 -11.42102

2 121.8797 3.77e-11 -12.65123 -11.71337* -12.27166

3 36.21592 3.44e-11 -12.74750 -11.39281 -12.19924

4 62.62007 2.24e-11 -13.18196 -11.41045 -12.46500

5 51.85508* 1.62e-11* -13.51835* -11.33001 -12.63269*

6 21.03674 1.72e-11 -13.47884 -10.87367 -12.42449

7 22.88218 1.76e-11 -13.48113 -10.45913 -12.25807

8 15.19034 2.00e-11 -13.38785 -9.949025 -11.99610 LR: Estadístico de razón de verosimilitud FPE: Estadístico de error de pronóstico AIC: Criterio de información de Akaike SC: Criterio de información de Schwarz HQ: Criterio de información de Hannan-Quinn


Gráfica a5.Estimación recursiva del estadístico de la traza (Modelo-Z)

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

2.0

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

H(0) | H(4)H(1) | H(4)

H(2) | H(4)H(3) | H(4)


Gráfica a6.Estimación recursiva del estadístico de la traza (Modelo-R)

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

H(0) | H(4)H(1) | H(4)

H(2) | H(4)H(3) | H(4)


Gráfica a7.Prueba de constancia de

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

Beta_Z Beta_R


Cuadro 2. Prueba de cointegración del procedimiento de Johansen

Valores Característicos

H0: r

p-r

Traza (calculado)

Traza 95% (tablas)

0.270 0 4 56.235* 40.095 0.113 1 3 23.781 24.214 0.096 2 2 11.447 12.282 0.011 3 1 1.093 4.071

Nota: (*) rechazo de la hipótesis nula. Periodo 1981:2-2006:4. Número de rezagos utilizados en el VAR = 5. Se incluyeron variables “dummy” de pulso para 1988:4 1989:1, 1990:1 y 1991:1, también se incluyó una variable “dummy” de nivel partir de 1995:1

pt = 0.98m2t – 0.81yt + 0.32rt


Cuadro 3.Ecuaciones de corto plazo de la inflación

1980:1-1994:4 Modelo I

1980:1-1994:4 Modelo II

1995:1-2006:4 Modelo I

1995:1-2006:4 Modelo II

Δpt-1 0.66

(0.00) 0.49

(0.00) 0.59

(0.00) 0.35

(0.00)

Δpt-2 -0.21 (0.05)

-0.29 (0.00)

Δpt-3 0.36

(0.00)

Δpt-4 0.21

(0.01)

0.37 (0.00)

Δpt-5 -0.16 (0.03)

Δyt -0.48 (0.00)

Δyt-1 0.31

(0.00)

Δyt-2 -0.13 (0.03)

Δyt-3 0.25

(0.03)

-0.16 (0.02)

Δyt-4 0.27

(0.03)

0.43 (0.00)

Δrt 0.09

(0.00)

0.04 (0.00)

Δrt-1 0.03

(0.04)

Δm2t 0.18

(0.00)

Δm2t-3 -0.13 (0.05)

gapDt-1 -0.16 (0.00)

-0.12 (0.00)

-0.02 (0.05)

-0.03 (0.01)

gapFt-1 0.0006 (0.79)

-0.06 (0.01)

-0.06 (0.01)

-0.08 (0.01)

R2 0.91 0.93 0.87 0.86 JB 1.53[0.46] 1.98[0.37] 2.48[0.28] 0.51[0.77] LM(4) 0.35[0.83] 1.11[0.36] 3.87[0.00] 0.17[0.94] ARCH(4) 0.93[0.45] 0.40[0.80] 2.13[0.09] 0.58[0.67] CUMUS Cambio 1989:2 No cambio No cambio No cambio CUSUM SQR Cambio 1990:2 No cambio 1998:2 No cambio Nota: Valores entre paréntesis y corchetes indica la probabilidad de rechazo de la hipótesis nula. JB = prueba de normalidad Jarque-Bera, LM = prueba de autocorrelación multiplicadores de lagrange, ARCH = prueba de heteroscedasticidad condicional, CUSUM y CUSUM SQR = prueba de estabilidad de la suma acumulada de errores recursivos.


1980:1-1994:4 Modelo I

1980:1-1994:4 Modelo II

1995:1-2006:4 Modelo I

1995:1-2006:4 Modelo II

Δpt-1 0.66

(0.00) 0.49

(0.00) 0.59

(0.00) 0.35

(0.00)

Δpt-2 -0.21 (0.05)

-0.29 (0.00)

Δpt-3 0.36

(0.00)

Δpt-4 0.21

(0.01)

0.37 (0.00)

Δpt-5 -0.16 (0.03)

Δyt -0.48 (0.00)

Δyt-1 0.31

(0.00)

Δyt-2 -0.13 (0.03)

Δyt-3 0.25

(0.03)

-0.16 (0.02)

Δyt-4 0.27

(0.03)

0.43 (0.00)

Δrt 0.09

(0.00)

0.04 (0.00)

Δrt-1 0.03

(0.04)

Δm2t 0.18

(0.00)

Δm2t-3 -0.13 (0.05)

gapDt-1 -0.16 (0.00)

-0.12 (0.00)

-0.02 (0.05)

-0.03 (0.01)

gapFt-1 0.0006 (0.79)

-0.06 (0.01)

-0.06 (0.01)

-0.08 (0.01)


1980:1-1994:4 Modelo I

1980:1-1994:4 Modelo II

1995:1-2006:4 Modelo I

1995:1-2006:4 Modelo II

Δpt-1 0.66

(0.00) 0.49

(0.00) 0.59

(0.00) 0.35

(0.00)

Δpt-2 -0.21 (0.05)

-0.29 (0.00)

Δpt-3 0.36

(0.00)

Δpt-4 0.21

(0.01)

0.37 (0.00)

Δpt-5 -0.16 (0.03)

Δyt -0.48 (0.00)

Δyt-1 0.31

(0.00)

Δyt-2 -0.13 (0.03)

Δyt-3 0.25

(0.03)

-0.16 (0.02)

Δyt-4 0.27

(0.03)

0.43 (0.00)

Δrt 0.09

(0.00)

0.04 (0.00)

Δrt-1 0.03

(0.04)

Δm2t 0.18

(0.00)

Δm2t-3 -0.13 (0.05)

gapDt-1 -0.16 (0.00)

-0.12 (0.00)

-0.02 (0.05)

-0.03 (0.01)

gapFt-1 0.0006 (0.79)

-0.06 (0.01)

-0.06 (0.01)

-0.08 (0.01)


IV. CONLUSIONES Y COMENTARIOS GENERALES

La evidencia empírica presentada en este trabajo indica que es posible especificar un modelo de inflación, en el contexto del modelo P*, que incluye las brechas de precios doméstica y externa.

Los resultados de las estimaciones muestran que, durante el primer periodo la brecha de precios doméstica resulto estadísticamente significativa y aportaba información relevante para predecir a la inflación, indicando que las condiciones monetarias de la economía mexicana determinaban en buena medida la trayectoria de los precios.

En el segundo periodo, además de una completa integración a la economía internacional la política monetaria se apoya en un régimen de libre flotación. En este caso, tanto la brecha de precios externa como interna resultaron estadísticamente significativas, sin embargo las desviaciones del nivel de precios respecto a los precios internacionales tienen un mayor impacto en la inflación doméstica, que las desviaciones de los precios respecto a la trayectoria del agregado monetario M2.

IV. CONLUSIONES Y COMENTARIOS GENERALES

En este sentido, los shocks externos que afecten los costos internacionales tendrán un impacto positivo en la inflación doméstica, este resultado es relevante desde el punto de vista de la política monetaria.

En efecto, la política de metas de inflación requiere que en general la inflación no quede sujeta a los shocks externos; en particular aquellos originados por movimientos bruscos del tipo de cambio (Baqueiro, Díaz y Torres, 2003) y de los precios externos, debido a que esta situación modifica las expectativas de los agentes, generando presiones inflacionarias. Lo anterior, puede obligar al banco central ha cambiar su objetivo de inflación y en consecuencia afecta negativamente su credibilidad.

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TRAVÉS DE LA ECUACIÓN CUANTITATIVA

Horacio CatalánLuis Miguel Galindo

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