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No 19No. 19

RELACIONES DE CAUSALIDAD ENTRE EL TIPO DE CAMBIO Y EL ÍNDICE DE PRECIOS*

Año 1992

Autor:Otto René Cuyán PazOtto René Cuyán Paz

*Ponencia presentada por el autor en el "Seminario sobre Métodos*Ponencia presentada por el autor en el Seminario sobre MétodosCuantitativos para el Análisis de Coyuntura", organizado por

el Banco Central de Nicaragua y el Consejo MonetarioCentroamericano, en la Ciudad de Managua, Nicaragua en junio de 1992.

BANCO DE GUATEMALA

La serie de Documentos de Trabajo del Banco de Guatemala es una publicación que divulga los trabajos de investigación económica realizados por el personal del Banco Central o por personas ajenas a la institución, bajo encargo de la misma. El propósito de esta serie de documentos es aportar investigación técnica sobre temas relevantes, tratando de presentar nuevos puntos de vista que sirvan de análisis y discusión. Los Documentos de Trabajo contienen conclusiones de carácter preliminar, las cuales están sujetas a modificación, de conformidad con el intercambio de ideas y de la retroalimentación que reciban los autores. La publicación de Documentos de Trabajo no está sujeta a la aprobación previa de los miembros de la Junta Monetaria del Banco de Guatemala. Por lo tanto, la metodología, el análisis y las conclusiones que dichos documentos contengan son de exclusiva responsabilidad de sus autores y no necesariamente representan la opinión del Banco de Guatemala o de las autoridades de la institución.

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The Central Bank of Guatemala Working Papers Series is a publication that contains economic research documents produced by the Central Bank staff or by external researchers, upon the Bank’s request. The publication’s purpose is to provide technical economic research about relevant topics, trying to present new points of view that can be used for analysis and discussion. Such working papers contain preliminary conclusions, which are subject to being modified according to the exchange of ideas, and to feedback provided to the authors. The Central Bank of Guatemala Working Papers Series is not subject to previous approval by the Central Bank Board. Therefore, their methodologies, analysis and conclusions are of exclusive responsibility of their authors, and do not necessarily represent the opinion of either the Central Bank or its authorities.

RELACIONES DE CAUSALIDAD ENTRE EL TIPO DECAMBIO Y EL ÍNDICE DE PRECIOS*

Por atto René Cuyán Paz**

INTRODUCCIÓN

Esta ponencia aborda el tema de la relaciónentre el tipo de cambio y el Índice de precios alconsumidor, para las economías de Guatemala, ElSalvador, Honduras y Costa Rica. El propósito fun-damental es probar si estadÍsticamente el tipo decambio afecta al Índice de precios al consumidor y/o siel Índice de precios al consumidor afecta al tipo decambio, es decir, establecer la dirección de la existenciao no de causalidad.

* Ponencia presentada por el autoren el "Seminario sobre MétodosCuantitativos para el Análisis de Coyuntura". Organizado porel Banco Central de Nicaragua y el Consejo MonetarioCentroamericano, en la Ciudad de Managua, Nicaragua, del 22al 27 de junio de 1992.

** Economista por la Universidad de San Carlos de Guatemala.M.A. por The American University, Washington, D. C. JefelII,Sección de Investigaciones Econométricas, Departamento deInvestigaciones Económicas, Banco de Guatemala. El autoragradece los comentarios y las observaciones efectuados alborrador de este trabajo, por Willy Zapata y Byron Morales,Fu ncionarios del Banco de Guatemala; Patricia de Silva y JuanLuis Velásquez, compañeros de la Sección Econométrica.

Resulta importante estudiar la causalidad deestas relaciones, para dar respuesta a las interrogantessubsecuentes sobre el papel que juegan las variablesde interés en el proceso de estabilización, ya que tantolos niveles de precios como los movimientos del tipo decambio son cruciales para alcanzar un resultadopositivo de la política macroeconómica, especialmenteen la conducta de las variables monetarias, laformación de expectativas y las condicionesinstitucionales.

Es importante, también, tener en cuenta queen la literatura económica, referente a los factoresexplicativos de la inflación, se encuentra que todadepreciación de la moneda nacional transmite dealguna forma efectos indeseables a los precios internos,puesto que se pueden registrar incrementos en losprecios relativos de los bienes importados respecto delos productos internos comercializables expresadosen moneda nacional, como también efectos sobre lademanda agregada y en los sueldos y salarios.

En lo que respecta a los paísescentroamericanos, los cuales ocupan un lugar pequeñoen el mercado mundial, sus compras tienen poca o

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ninguna influencia sobre el precio que pagan por susimportaciones; los precios de estas aumentarán,reflejándose de esta manera los efectos de lasdepreciaciones. Además, es de tomar en cuenta que en10 relativo a los productos para la exportación, losmismos se pueden ver afectados en su competitividad,de existir niveles altos de inflación, 10 cual puedepresionar hacia el alza los tipos de cambio.

El procedimiento de determinación de uneventual patrón de causalídad entre el tipo de cambioy el índice de precios para los casos de Guatemala, ElSalvador, Honduras y Costa Rica se procesó en dospruebas. En la primera, se utilizó el criterio de Granger,y en la segunda se empleó la prueba de Sims.

El trabajo consta de cuatro partesfundamentales; la primera se refiere al marco teórico.En ella se señalan ciertos aspectos que se encuentranen la literatura económica, así como lo relativo a lostests de causalidad. En la segunda parte, se presentanlas pruebas empíricas donde se describen losresultados. La tercera parte se refiere a las conclusionesgenerales. Posteriormente, se consignan los anexosestadísticos de los resultados obtenidos y, por último,se ofrece la bibliografía consultada.

I. MARCO TEÓRICO

En la literatura e!:onómica se encuentra quelas perturbaciones en el mercado de divisas puedenllevar por sí mismas a una mayor tasa de inflación oa un nivel de precios mayor de lo que ocurriría, si nose dieran tales perturbaciones. Existe la opinión deque Un tipo de cambio que se está depreciando enforma deliberada es una fuente de presióninflacionaria, y a dicho proceso se le ha dado el nombrede la hipótesis del "círculo vicioso". Se dice que lasdepreciaciones del tipo de cambio elevan los preciosinternos y los salarios, los cuales, a su vez,retroalimentan la depreciación del tipo de cambio. Elproceso se refuerza a sí mismo, con depreciaciones quea primera vista pueden parecer no justificadas sobrela base de la paridad en el poder adquisitivo,justificándose ex post en el incremento en precios ycostos. Al proceso inverso, en el cual un tipo de cambioque se va depreciando, reduce los precios y salarios

68- Banca Central

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internos y, luego, lleva a una mayor apreciación, se leha dado el nombre de "círculos virtuosos" (Véase:Bond y Caramazza [4 Y 5])2.

La hipótesis del círculo vicioso toma muchasformas. La más simple, por ejemplo, es que unaperturbación inicial que causa una depreciación deltipo de cambio puede poner en marcha un procesoinestable: la depreciación del tipo de cambio llevarápidamente a precios y costos internos más altos, loque a su vez implica una mayor depreciación del tipode cambio y, así, el ciclo se repite.

También se ha sugerido que las pequeñaseconomías abiertas son más vulnerables a padecercírculos viciosos que las economías mayores, porquesus precios internos suben más de prisa después deuna depreciación del tipo de cambio.

Es de tomar en cuenta que los movimientos enel tipo de cambio pueden constituir una fuenteindependiente de presiones inflacionarias y del papelde la política monetaria. Los críticos de la hipótesis delos círculos viciosos sostienen que, bajo tipos de cambioflexibles, la tasa de expansión monetaria es (o puedeser) controlada por la autoridad monetaria y, a la vez,se determina conjuntamente la tasa de inflación y dedepreciación del tipo de cambio. Por otra parte, suspropugnadores argumentan que en ocasiones surgenmovimientos del tipo de cambio independientementede las políticas monetarias aplicadas y que talesmovimientos son los que afectan la inflación interna.

En seguida se buscará ejemplificar los casosde Guatemala, El Salvador, Honduras y Costa Rica,en cuanto a determinar si es el movimiento en el tipode cambio el que causa, oel que precede, al movimientoen el índice de precios al consumidor o viceversa. Acontinuación se describen los procedimientosutilízados. El primero se refiere al sugerido por Grangery, posteriormente, el que corresponde al test de Sims.

Para detectar la causalidad en el sentido deGranger, en primer lugar se parte de dos seriestemporales (~) e (Yt). Se tiene que la serie (Yt) se

Los números entre corchetes remiten a la referencia bibliográ-fica clasificada al final del documento.

--

Página 4

..explica por los valores pasados de la misma serie( Yt ) y, por los valores pasados correspondientes, laserie (~ ). Para el efecto se estima la regresiónsiguiente, por el método de mínimos cuadradosordinarios.'<

Yt = a + IBli Yt-i + IB2i Xt-i + Ut (1)

Donde: a es la constante y Ut es un término deperturbación.

En segundo lugar, la serie (Yt) se-debe explicarpor los valores pasados de la misma serie (Yt ), lo cualsignifica que se debe estimar la anterior regresión,restringiéndola de tal forma que los valores que tomanlos parámetros B2 serán iguales a cero, en tal sentido.

Yt = a + IBliYt-i + Ut (2)

,.

En tercer lugar, se construye un estadísticoque permite establecer si la serie (~ ) "causa" a laserie (Yt). Si la suma de los residuos al cuadrado queresultan del ajuste de la anterior regresión (2) sonestadísticamente mayores a la suma de los residuos alcuadrado que resultan del ajuste de la primeraregresión (1); es decir, si empeora el ajuste a restringirque parámetros B2¡,valgan cero, implica que no sepuede rechazar la hipótesis de que la serie (~) "causa"a la serie (Yt ).

v

En otras palabras, la relevancia de la definiciónde causalidad de Granger se basa en que es posibleprobarla empíricamente. De tal modo, se puede afirmarque si una variable exógena (~ ) ayuda a pronosticaruna variable endógena, en el sentido de disminuir lavarianza de su pronóstico, entonces se dice que lavariable exógena es causa, en el sentido de Granger,de la variable endógena, es decir que:

Var (Yt-l' Yt-2""Xt-1' Xt-2"') < Var (Yt-l' Yt-2""')

Dicho estadístico a utilizar surge del análisisde varianza, el cual se distribuye como una variabletipo F con grados de libertad en el numerador igual ala diferencia entre los grados de libertad entre las dosregresiones especificadas, y con grados de libertad en

el denominador igual a los grados de libertadcorrespondiente a la primera regresión.

(SRCa - SRCb)

mE=

SRCb

GLb

donde:SRCa es la suma de los residuos al cuadrado

de la regresión con restricciones,SRCb es la suma de los residuos al cuadrado de laregresión sin restricciones,m es igual a las restricciones, yG~ son los grados de libertad de la regresión sinrestricciones.

Si E es mayor o igual al valor de F en tablas,de acuerdo con el número de grados de libertad, serechaza la hipótesis nula de independencia entre lasvariables y se afirma que existe causalidad de ( ~ )

hacia ( Yt ).

Para realizar la prueba acerca de si la serie(Yt) "causa" a la serie (~) se siguen los mismos pasosanteriormente enunciados, con la salvedad de que lavariable dependiente será la serie ( ~ ), por lo que laregresión con restricciones supone que los parámetrosBI serán cero.

Una de las limitaciones que se tienen es que,por tratarse únicamente entre la causalidad de dosseries, se hace caso omiso de la influencia que puedantener otras variables económicas.

De consiguiente, si se sustituye Yt por lavariable equivalente tipo de cambio (TC) y ~ igual alíndice de precios al consumidor (lPC), se puedendistinguir entonces cuatro casos, como sigue:

IPCt =K + Iai IPCt-i + IBi TCt-i + Ut (3)

TCt =K + IA.¡ TCt-i + I8¡ ~¡,pCt-i + Ut (4)

Banca Central -69

Página 5

1. Se presenta Causalidad Unidireccional deTC a IPC si los coeficientes estimados sobre TCrezagados en la ecuación 3, son estadísticamentediferentes de cero considerados en su conjunto (esdecir, lJ3¡ :1=O)Yel conjunto de coeficientes estimadossobre el IPC rezagado en la ecuación 4, no esestadísticamente diferente de cero (es decir LO¡=O).

2. De otro lado, la Causalidad Unidireccional deIPC a TC existe si el conjunto de coeficientes TCrezagados en la ecuación 3 no es estadísticamentediferente de cero (es decir LB¡ =O) Y si el conjunto decoeficientes del IPC rezagados en la ecuación 4 esestadísticamente diferente de cero (es decir, LO¡:1=O).

3. Se presenta Retroalimentación o CausalidadBilateral cuando los conjuntos de los coeficientes deTC y de IPC son, en términos estadísticos,significativamente diferentes de cero,en ambasregresIOnes.

4. Finalmente, se presenta Independenciacuando los conjuntos de los coeficientes de TC y de IPCno son estadística mente significativos, en ambasregresIOnes.

El segundo método empleado para verificar lacausalidad o precedencia fue el uso del test propuestopor Sims, y para el efecto fue necesario transformar laecuación 1 en:

Yt =ex+ LB¡ ~.¡ + LO¡ ~+¡ + Ut (5)

El test propuesto por Sims parte de la premisade que si una variable ~ es exógena en una ecuacióncomo:

Yt =ex+ LB¡ ~.¡ + Ut (6)

entonces deberá esperarse que si a esa ecuación seagregan valores adelantados de X, un test designificación conjunta para los coeficientes de talesvalores adelantados sirve para contrastar la hipótesisde que esos coeficientes son iguales a cero, es decir,que y no incide sobre X. (Se debe tomar en cuenta quela adición a la ecuación básica de retardos distribuidosde valores adelantados de la variable independientepermite que, si existe J:etroalimentación desde Yhacia

70- Banca Central

X, ello quede recogido en la significación conjunta delos coeficientes de adelantos de X).

..

Por otra parte, para los efectos del tipo de testde causalidad que aquí se aplican es necesario trabajarcon series estacionarias.

Con transformaciones previas de las variablesse pretente limpiar las de los efectos que otras variablesajenas al análisis ejercerían sobre ellas y que,eventualmente, podrían generar conclusionesincorrectas acerca de las relaciones de causalidad. Eneste sentido, se hace necesaria la aplicación de seriesestacionarias, ya que ambas pruebas efectuadasapuntan en el sentido de utilizar series independientes.

Es decir, que la aplicación de pruebas decausalidad debe hacerse sobre series temporalesestacionarias con una distribución de probabilidadcomún (con media y varianza constantes eindependientes del tiempo), lo que normalmente puedeser conseguido mediante transformaciones linealessobre las series. Uno de los procesos más comunes, ymás utilizado, es el sugerido por Box & Jenkins, queconsiste en una diferenciación sucesiva de las seriestemporales hasta estacionarizarlas (Véase: Blanco[3])3.

11. PRUEBAS EMPÍRICAS

Los resultados de las pruebas de causalidadse presentan a coñtinuación. Para el efecto, las seriesde tiempo que se utilizaron se refieren al tipo decambio e índice de precios al consumidor; en el caso deGuatemala se utilizaron datos trimestrales quecomprenden el periodo septiembre 1984 a diciembre1991; en el de El Salvador, datos trimestrales deseptiembre de 1982 a diciembre de 1991; én el deHonduras, series bimensuales de enero 1989 a enerode 1992 y para Costa Rica se emplearon series dedatos de mayo de 1982 a enero de 1992, en formabimensual. En todos los casos, ambas variables setransformaron logarítmicamente, trabajándose comoinflación interna la primera diferencia logarítmicadel índice de precios al consumidor, y como depreciación

El número entre corchetes remite a la referencia bibliográficaclasificada al final del documento.

Página 6

del tipo de cambio, igualmente su primera diferencialogarítmica.

Como ya se anotó anteriormente, las pruebasde causalidad requieren de series estacionarias. Pareceobvio que, de no desaparecer totalmente laautocorrelación, se tendrían consecuencias graves enel análisis de causalidad; es decir, que de notransformar las series, se podrían invalidar las pruebashabituales de significancia sobre los parámetros delas regresiones. Así, si la transformación no fueraeficaz, la varianza de los estimadores se veríanormalmente reducida, provocando valores de losestadísticos F sobrevaluados, lo que llevaría a concluirsobre la existencia de causalidad cuando ella no exista.

El procedimiento utilizado para identificarseries de tiempo estacionarias fue el de determinardiferencias y de calcular los coeficientes deautocorrelación simple (rk):

o-k - -L (~ - X) (~+k - X)t=l

rk =

t (~ - X)2t=l

donde k =número de rezagos

y comparar los correlogramas. Con dicho procedimientose determinó, para el caso de las series del tipo decambio e índices de precios de Guatemala, la primeradiferencia. Para el tipo de cambio de El Salvador yHonduras, igualmente, una diferencia, mientras quepara las series del índice de precios, la segundadiferencia; en tanto que en ambas series de Costa Ricase utilizaron las segundas diferencias.

Acontinuación, se presentan los correlogramascorrespondientes, identificándose que todas las seriesson del tipo ruido blanco, por cuanto los coeficientes deautocorrelación se encuentran dentro de loscorrespondientes límites de confianza.

Pruebas de Granger

Resulta importante indicar que el número de

rezagos involucrados en las pruebas no es posibledeterminarlo a priori. En consecuencia, los ejerciciosse efectuaron con varias alternativas, a fin decontrastar simultáneamente la sensibilidad de laspruebas con la combinación de rezagos. Para el efecto,se utilizaron combinaciones de uno a seis rezagos paraambas variables en los casos de Guatemala, El Salva-dor y Costa Rica; mientras que para Honduras seutilizaron únicamente cinco rezagos.

Los resultados de las estimacionesuniecuacionales realizadas con y sin restricciones porel método de mínimos cuadrados ordinarios, cuandose utilizó el tipo de cambio como variable dependientey el índice de precios al consumidor como variableindependiente, se reportan en los anexos 1, 5, 9 y 13;mientras que los resultados obtenidos cuando se utilizóel índice de precios al consumidor como variabledependiente y el tipo de cambio como variableindependiente, se presentan en los anexos 2, 6, 10 Y14.

El test propuesto es el referido en la primeraparte de este trabajo. La hipótesis nula de no existenciade causalidad del tipo de cambio a índice de precios alconsumidor, por ejemplo, es examinada mediante lasignificancia de los coeficientes de TCt en la ecuaciónNo. 3. Así, si L3 [3.1 3.01 en su conjunto fueransignificativa mente diferentes de cero, eso esconsistente con la existencia de causalidad del tipo decambio al índice de precios al consumidor.

Los resultados del estadístico E sonpresentados en los cuadros.

Para Guatemala, los casos 2, 5 y 6 indican quecon el 95% de confianza no se puede rechazar lahipótesis de que el tipo de cambio causa el índice deprecios internos. Mientras que en los casos 1,3 y 4 losvalores pasados del tipo de cambio no ayudan aexplicar el índice de precios al consumidor. En loscasos del 7 al 12, que se refieren a la causalidad delíndice de precios al tipo de cambio, se puede rechazarla hipótesis de que exista causalidad en dicha dirección.En tal sentido, se puede afirmar que, en cierta forma,en Guatemala ha existido, en algunos periodos,causalidad unidireccional del tipo de cambio al índicede precios al consumidor.

Banca Central -71

Página 7

GUATEMALA

FUNCIONDEAUTORRELACION

TIPODECAMBIO

Coeflclentea1

.;................05r" " " "I I I I

o

I I I I I I I I I I I I

-0,5~'. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. .

-11 2 8 4 5 8 7 8 8 ~ ft ~

REZAGOS

EL SALVADOR

FUNClONDEAUTORRELAClON

TIPODECAMBIO

Coeflclente81

0,81""""""""""""""""""""""" .

- --0,81"'" . ..... . .. ...

-11 I a 4 8 . 7 8 8 ~ ft I

REZAGOS

72- Banca Central

GUATEMALA

FUNClONDEAUTORRELACION

INDICEDEPRECIOSAL CONSUMIDOR

Coeficientes1

05~""""""""""""""""""""'", ., ,

o

I I I I I I I I I I I .

-0,5 ~ . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

-11 2 8 4 8 8 7 8 8 ~ ft I

REZAGOS

EL SALVADOR



Coeflclente81

0,81"... . ... ................

o

-0,81""""""""" ............

-11 I a 4 8 . 7 8 . ~ ft I

REZAGOS

Página 8

HONDURAS

FUNClONDEAUTORRELAClON

TIPODECAMBIO

Coeficiente.1

-O,5L.., , I , ..........

-11 2 . 4 S . 7 . .

REZAGOS

COSTARICA


TIPODECAMBIO

Coeficlent..1

0,5""""""""""""""""""""""" .

-0,5""""""""""""""'" .....

-11 2 8 4 S . 7 a . ~ ~ u

REZAGOS

HONDURAS



Coeflclentea1

o,s/"'~"""""'I"""""""""""""""'"

-12 8 4 S .

REZAGOSa7

COSTARICA

FUNCIONDEAUTORRELACION


Coeflclentes1

o,s" . ..... ........ .........

.o,s"..., ...'" .... ...... ..........

-11 2 8 4 5 . 7 a . ~ 1 u

REZAGOS

Banca Central-73

Página 9

GUATEMALA

El * indica que es significativo.Fuente: Anexos 1 y 2.

EL SALVADOR

Fuente: Anexos 5 y 6.L

74- Banca Central

No. Valor teóricoCaso de Orden de Estadístico deF.

Reg.Causalidad E

5%

1 1-7 TC -- causa-o> IPC 1.74 4.242 2-8 TC -- causa-o> IPC 4.37* 3.443 3-9 TC -- causa--> IPC 2.42 3.134 4-10 TC -- causa--> IPC 2.26 3.015 5-11 TC -- causa--> ¡PC 3.98* 3.036 6-12 TC -- causa--> ¡PC 4.91* 3.22

7 1-7 IPC -- causa--> TC 0.19 4.248 2-8 ¡PC -- causa--> TC 0.42 3.449 3-9 ¡PC -- causa--> TC 2.79 3.1310 4-10 ¡PC -- causa-o> TC 1.98 3.0111 5-11 ¡PC -- causa-o> TC 0.59 3.0312 6-12 ¡PC -- causa-o> TC 0.65 3.22

No. Valor teóricoCaso de Orden de Estadístico deF.

Reg.Causalidad E

5%

1 1-7 TC -- causa--> IPC 0.36 4.112 2-8 TC -- causa--> ¡PC 0.43 3.323 3-9 TC -- causa-o> IPC 0.83 2.944 4-10 TC -- causa--> IPC 1.46 2.805 5-11 TC -- causa--> IPC 0.96 2.716 6-12 TC n causa-o> IPC 1.30 2.70

7 1-7 IPC -- causa-o> TC 1.34 4.118 2-8 IPC -- causa--> TC 0.84 3.329 3-9 IPC -- causa-o> TC 2.17 2.9410 4-10 IPC -- causa--> TC 1.61 2.8011 5-11 IPC -- causa--> TC 1.90 2.7112 6-12 IPC -- causa--> TC 1.49 2.70

Página 10

-...

.

"

...

HONDURAS

Fuente: Anexos 9 y 10.

COSTA RICA


Banca Central - 75

No. Valor teórico

Caso de Orden de Estadístico deF.

Reg.Causalidad E

5%

1 1-6 TC -- causa--> IPC 1.04 4.672 2-7 TC -- causa--> IPC 1.09 4.103 3-8 TC -- causa--> IPC 0.93 4.354 4-9 TC -- causa--> IPC 2.12 6.395 5-10 TC -- causa--> IPC 1.47 2.30

6 1-6 IPC -- causa--> TC 0.04 4.677 2-7 IPC -- causa--> TC 0.39 4.108 3-8 IPC -- causa--> TC 0.54 4.359 4-9 IPC -- causa--> TC 0.57 6.3910 5-10 IPC -- causa--> TC 0.57 2.30

No. Valor teórico

Caso de Orden de Estadístico deF.

Reg.Causalidad E

5%

1 1-7 TC -- causa--> IPC 15.02* 4.012 2-8 TC -- causa--> IPC 5.13* 3.163 3-9 TC -- causa--> IPC 2.65 2.774 4-10 TC -- causa--> IPC 2.33 2.555 5-11 TC -- causa--> IPC 2.73* 2.396 6-12 TC -- causa--> IPC 3.84* 2.34

7 1-7 IPC -- causa--> TC 1.13 4.018 2-8 IPC -- causa--> TC 1.10 3.169 3-9 IPC -- causa--> TC 0.91 2.7710 4-10 IPC -- causa--> TC 0.54 2.5511 5-11 IPC -- causa--> TC 0.51 2.3912 6-12 IPC -- causa--> TC 0.47. 2.34

Página 11

En El Salvador, al observar los resultadoscorrespondientes a los casos del 1 al 6, con el 95% deconfianza se puede rechazar la hipótesis de que el tipode cambio cause el índice de precios al consumidor.Situación similar sucede en los casos del 7 al 12. En talsentido, se puede afirmar que se presentaindependencia, toda vez que los estadísticos E no sonestadísticamente significativos, en ambas direcciones.

Similarmente, se analizan los resultadosobtenidos para Honduras. De ellos se aprecia que, conel 95% de confianza, se puede rechazar la hipótesis deque la primera diferencia del tipo de cambio causa a lasegunda diferencia del índice de precios al consumidor;e igualmente, con el 95% de confianza se rechaza lahipótesis de que la segunda diferencia del índice deprecios al consumidor causa a la primera diferenciadel tipo de cambio; por lo que se presenta independenciaen ambas variables.

En cuanto a los resultados obtenidos paraCosta Rica, en los cuales se mide la causalidad del tipode cambio al índice de precios internos, únicamente enlos casos 3 y 4 con el 95% de confianza se rechaza lahipótesis de causalidaaen tal dirección; es decir, quelos casos 1,2,5 Y 6 presentan evidencia de que el tipode cambio causa al índice de precios al consumidor. Enlos siguientes casos, del7 al 12, los resutados obtenidosno presentan evidencia de la existencia de causalidaddel índice de precios al consumidor al tipo de cambio.En resumen, se puede afirmar que en Costa Rica haexistido causalidad unidireccional del tipo de cambioal índice de precios interno.

Adicionalmente, en cierto sentido y con elobjeto de verificar o no los resultados anteriores, seprocedió a utilizar, como ya se mencionó, otro métodoalternativo; los resultados se presentan en seguida.

Prueba de Sims

La idea de Sims radica en el principio, derivadodel concepto de causalidad de Granger, de que elfuturo no puede ser utilizado para explicar el pasado.Así, se supone, por ejemplo; que TC causa a IPC; es deesperar que en una regresión de TC con valores

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pasados y futuros de ¡PC como variablesindependientes, los valores futuros debieran sersignificativos en su conjunto, pudiendo los otroscoeficientes ser o no significativos.

i

Uno de los puntos de esta prueba tiene que vercon la elección de las variables independientes. En elpresente caso fueron ensayados desfases hasta deorden 6; y el número de anticipos utilizados fue elmismo que el de los rezagos.

Los resultados obtenidos de las regresionespara Guatemala aparecen en los anexos 3 y 4; los deEl Salvador, en 7 y8; los de Honduras, en 11 y 12 y losde Costa Rica, en 15 y 16.

A continuación se presentan en formaresumida dichos resultados.

Para Guatemala, los resultados sugieren quela dirección de causalidad del tipo de cambio a índicede precios se presenta en los casos 1,2 y 3, puesto queel valor del F calculado es significativo a un nivel de5%; mientras que en los casos restantes, tres de untotal de seis, el valor crítico de F es mayor que elcalculado. Los anteriores resultados, al igual que losobtenidos por la prueba de Granger, evidencian,aunque no en forma consistente, que en determinadosperiodos ha existido cierta causalidad direccional deltipo de cambio al índice de precios, y ninguna delíndice de precios al tipo de cambio, como se puedeobservar en los casos del 7 al 12.

Para el Salvador y Honduras, en ambos seconfirma con esta prueba una total independenciaentre variables, pues en todos los casos el valor de Fcalculado no es estadísticamente significativo a unnivel de 5%.

En los resultados de Costa Rica, se tiene queel caso 2 revela que la dirección de causalidadunidireccionalva del TC alIPC, puesto que el valor deF estimado es significativo a un nivel de 5%; el valorcrítico de F es 3.16 (para 2.48 g. de 1.), no así para loscasos restantes (1, 3, 4, 5 y 6).

.:.Página 12

GUATEMALA


EL SALVADOR

Caso Orden deCausalidad

EstadísticoF

123456

TC n causan> IPCTC n causa--> IPCTC n causa--> IPCTC -- causan> IPCTC -- causa--> IPCTC -- causan> IPC

0.720.510.330.771.100.96

789101112

IPC -- causan> TCIPC n causan> TCIPC -- causa--> TCIPC -- causan> TCIPC n causan> TCIPC -- causan> TC

0.970.530.940.751.200.87

Fuente: anexos 7 y 8.

Banca Central -77

-----

Valor teórico

Caso Orden de Estadístico de F.Causalidad F

G.L5%

1 TC -- causa--> IPC 10.66* 4.26 1,242 TC -- causa--> IPC 4.34* 3.49 2,203 TC n causa--> IPC 3.91* 3.24 3,164 TC -- causa--> IPC 1.21 3.26 4,125 TC -- causan> IPC 1.12 3.69 5,86 TC -- causan> IPC 0.91 6.16 6,4

7 IPC -- causa--> TC 0.35 4.26 1,248 IPC -- causan> TC 0.68 3.49 2,209 IPC n causa--> TC 1.08 3.24 3,1610 IPC -- causan> TC 0.51 3.26 4,1211 IPC n causa--> TC 3.38 3.69 5,812 IPC n causa--> TC 1.76 6.16 6,4

Valor teóricode F.

\G.LI

5%--

4.11 1,313.35 2,273.02 3,232.90 4,192.90 5,153.09 6,11

4.11 1,313.35 2,273.02 3,232.90 4,192.90 5,15

- 3.09 6,11

Página 13

HONDURAS :r

Fuente: Anexos 11 y 12.

COSTA RICA


J.

78- Banca Central

Valor teórico

Caso Orden de Estadístico de F.Causalidad F

G.L

5%

1 TC -- causa--> ¡PC 0.001 4.75 1,122 TC -- causa--> ¡PC 0.008 4.46 2,83 TC -- causa--> ¡PC 0.018 6.59 3,4

4 ¡PC -- causa--> TC 0.771 4.75 1,125 ¡PC -- causa--> TC 0.521 4.46 2,86 ¡PC -- causa--> TC 0.129 6.59 3,4í

Valor teórico

Caso Orden de Estadístico de F.CausaJidad F

G.L5%

1 TC -- causa--> ¡PC 3.97 4.01 1,522 TC -- causa--> ¡PC 3.77* 3.16 2,483 TC -- causa--> ¡PC 2.13 2.78 3,444 TC -- causa--> ¡PC 2.09 2.61 4,405 TC -- causa--> ¡PC 1.24 2.46 5,366 TC -- causa--> ¡PC 0.89 2.36 6,32

7 ¡PC -- causa--> TC 0.03 4.01 1,528 ¡PC -- causa--> TC 0.55 3.16 2,489 ¡PC -- causa--> TC 0.46 2.78 3,4410 ¡PC -- causa--> TC 0.30 2.61 4,4011 ¡PC -- causa--> TC 0.49 2.46 5,3612 ¡PC -- causa--> TC 0.74 2.36 6,32

Página 14

Por otra parte, no existe en ningún caso una"causación inversa" de IPC a TC, puesto que el valorde F calculado no es estadísticamente significativo enlos casos del 7 al 12.

;;

En términos generales, se reiteran lasconclusiones de la prueba anterior (Granger), esto es,los resultados son consistentes con la existencia dealgún patrón de causalidad en las economías de Gua-temala y Costa Rica en la forma unidireccional deltipo de cambio al índice de precios al consumidor, eindependencia en El Salvador y Honduras.

Directamente de su forma general en la pruebade Sims, es posible percibir una desventaja inmediataen relación con la de Granger, y que consiste en unmayor consumo de grados de libertad debido a laexistencia de anticipos.

111. CONCLUSIONES GENERALES

..

1. En este artículo se examinó estadísticamentela cuestión de si el tipo de cambio puede ser fuente deexplicación del índice de precios al consumidor yviceversa. Las pruebas empíricas para Guatemala yCosta Rica indican que los movimientos del tipo decambio se reflejan en alguna forma en los precios, noasí en El Salvador y Honduras.

2. Resultan particularmente interesantes losanteriores resultados, por el hecho de que el tipo decambio actual determina el índice de precios alconsumidor futuro, y entonces, si la autoridadmonetaria busca estabilizar el tipo de cambio, podríalograr este objetivo no solo con la cantidad actual dedinero, sino preanunciando la política monetaria ycumpliéndola. En tal caso, el tipo de cambio actualquedaría determinado por una regla monetariapreestablecida.

Esta manera de alcanzar la estabilidadpresupone que el público forme sus expectativasracionalmente, empleando óptimamente toda lainformación disponible, conociendo y respetando lapolítica monetaria preanunciada. Si la políticapreanunciada no se respeta por la autoridad monetari[i,su efecto inmediato será la inestabilidad del tipo de

:¡

cambio y, de consiguiente, un incremento en los precios.

3. Se reconocen las limitaciones que se tienen eneste tipo de análisis, ya que por tratarse únicamentede la causalidad, la intervención es solamente de dosseries temporales, es decir, que se hace caso omiso dela influencia que puedan tener otras variables, talcomo sucede en la realidad económica.

4. En tal sentido, resulta importante estudiarlas causas de los movimientos en el tipo de cambio, yaque la depreciación misma no se puede considerarcomo la única fuente de la inflación. Tampoco implicacausalidad total la observación de que las variacionesen el tipo de cambio producen modificaciones en losprecios, ya que los mercados de activos se ajustan a lasperturbaciones con mayor rapidez que los mercadosde bienes. Tanto las variaciones en el tipo de cambiocomo en los precios pueden estar respondiendo (adiferente velocidad) a las modificaciones en undeterminante común -por ejemplo, una modificaciónen la oferta monetaria interna-, en cuyo caso seríaerróneo adjudicarle totalmente el incremento en losprecios a la depreciación del tipo de cambio, en vez deuna excesiva expansión monetaria. Para que ladepreciación del tipo de cambio sea una fuerza directasobre la inflación tendrá que ocurrir, en consecuencia,en forma independiente de las políticasmacroeconómicas internas.

5. En aquellos casos en que las pruebasefectuadas revelan independencia total, igualmenteen la realidad económica no se pueden aceptartácitamente; pues el efecto directo de los precios de lasimportaciones sobre los precios internos tambiéndepende de la medida en que las importaciones debienes terminados e intermedios se integran alconsumo y producción nacionales, del grado desustitución entre bienes internos e importados y de lacalidad de las estadísticas del índice de precios elegido.Puesto que los bienes importados solo abarcan unaparte del valor del gasto interno, y puesto que losprecios al consumidor son el promedio ponderado debienes de producción nacional e importaciones, sededuce que el índice de precios al consumidoraumentará por el impacto en una fracción de ladepreciación del tipo de cambio.

Banca Central -79

Página 15

ANEXO 1GUATEMALA

ESTIMACIONES DE GRANGERVARIABLE DEPENDIENTE T.C.

ANEXO 2GUATEMALA

ESTIMACIONES DE GRANGERVARIABLE DEPENDIENTE I.P.C.

Para estabilizar la varianza, las variables se trabajaron corno diferenciasen logaritmos.

TC = Tjpo de cambio del mercado bancario (Compra).IPC = Indice de precios al consumidor.

FUENTE: Banco de Guatemala

80- Banca Central

~VariableVariables explicativas Suma de Grados

Regresióndependiente

Número de rezagos residuos al de--- --- - ----- -- - -- - -- - - - - -- - - - - - -

TC ¡PCcuadrado libertad

1 TC 1 0.5325 262 TC 2 0.5171 243 TC 3 0.3193 224 TC 4 0.2419 205 TC 5 0.1728 186 TC 6 0.1715 167 TC 1 1 0.5285 258 TC 2 2 0.4977 229 TC 3 3 0.2217 1910 TC 4 4 0.1618 1611 TC 5 5 0.1407 1312 TC 6 6 0.1232 10

VariableVariables explicativas Suma de Grados


Número de rezagos residuos al de--------------------------------TC ¡PC

cuadrado libertad

1 IPC 1 0.0399 262 IPC 2 0.0313 243 IPC 3 0.0275 224 IPC 4 0.0233 205 IPC 5 0.0216 186 IPC 6 0.0206 167 IPC 1 1 0.0373 258 IPC 2 2 0.0224 229 IPC 3 3 0.0199 1910 IPC 4 4 0.0149 1611 IPC 5 5 0.0085 1312 IPC 6 6 0.0052 10

Página 16

ANEXO 3GUATEMALA

ESTIMACIONES DE SIMSVARIABLE DEPENDIENTE T.C.

,¡

~

ANEXO 4GUATEMALA

ESTIMACIONES DE SIMSVARIABLE DEPENDIENTE LP.C.

FUENTE: Banco de Guatemala~

Banca Central-81

Variables explicativas

RegresiónVariable N ÚInero de Suma de Grados

dependiente--------------------------------

residuos al deRezagos Anticipos----------- ------------ cuadrado libertad¡PC ¡PC



Regresi ónVariable N úmero de Suma de Grados

dependiente--------------------------------

residuos al deRezagos Anticipos_n_n____- n--_-__---- cuadrado libertad

TC TC


Página 17

ANEXO 5EL SALVADOR


ANEXO 6EL SALVADOR

ESTIMACIONES DE GRANGERVARIABLE DEPENDIENTE LP.C.

Para estabilizar la varianza, las variables se trabajaron como diferenciasen logaritmos.

TC =TJpo de cambio.IPC =Indice de precios al consumidor.

FUENTE: Secretaria del Consejo Monetario Centroamericano.

82- Banca Central

..

...,j



Número de rezagos residuos al de--------------------------------TC IPC cuadrado libertad


VariableVariables explicativas

Suma de GradosRegresión

dependienteNúmero de rezagos residuos al de- -- - -- - -- - -- -- --- --- - -- - -- - -- - --

TC IPC cuadrado libertad


Página 18

"

'"

-"

"

ANEXO 7EL SALVADOR


ANEXO 8EL SALVADOR

ESTIMACIONES DE SIMSVARIABLE DEPENDIENTE I.P.C.

FUENTE: Secretaría del Consejo Monetario Centroamericano.

Banca Central -83

Variables explicativasRegresión

Variable Número de Suma de Grados

dependiente------------ -- --- --- --- --- --- ---

residuos al deRezagos Anticipos----------- ------------ cuadrado libertad¡PC ¡PC



RegresiónVariable Número de Suma de Grados

dependiente--------------------------------

residuos al deRezagos Anticipos_u_------- ------------ cuadrado libertadTC TC


Página 19

ANEXO 9HONDURAS



ANEXO 10HONDURAS

ESTIMACIONES DE GRANGERVARIABLE DEPENDIENTE LP.C.

Para estabilizar la varianza, las variables se trabajaron como diferencias en logaritmos.TC =T,ipode cambio.IPC =Indice de precios al consumidor.


84- Banca Central

---

("



Número de rezagos residuos al de--------------------------------cuadrado libertadTC ¡PC

1 TC 1 0.1177 142 TC 2 0.1177 123 TC 3 0.1173 104 TC 4 0.0877 85 TC 5 0.0775 66 TC 1 1 0.1173 137 TC 2 2 0.1092 108 TC 3 3 0.0953 79 TC 4 4 0.0557 410 TC 5 5 0.0201 1



Número de rezagos residuos al de- -- --- ---- -- -- - -- - -- - -- - -- - -- - --

TC ¡PC cuadrado libertad

1 IPC 1 0.0399 142 IPC 2 0.0313 123 IPC 3 0.0275 104 IPC 4 0.0233 85 IPC 5 0.0216 66 IPC 1 1 0.0373 137 IPC 2 2 0.0224 108 IPC 3 3 0.0199 79 IPC 4 4 0.0149 410 IPC 5 5 0.0085 1

Página 20

ANEXO 11HONDURAS


Para estabilizar la varianza, las variables se trabajaron como diferencias en logaritmos.TC =T,ipo de cambio.IPC =Indice de precios al consumidor.


ANEXO 12HONDURAS

ESTIMACIONES DE SIMSVARIABLE DEPENDIENTE I.P.C.

Para estabilizar la varianza, las variables se trabajaron como diferencias en logaritmos.TC =T5po de cambio.IPC =Indice de precios al consumidor.


Banca Central -85

V ariaR1s explicativasRegresión

Variable limero de Suma de Grados

dependiente--------------------------------

residuos al deRezagas Anticipas_n_n____- ------------ cuadrado libertad

IPC IPC

1 TC 1 0.1260 132 TC 2 0.1154 103 TC 3 0.1025 74 TC 1 1 0.1216 125 TC 2 2 0.1151 86 TC 3 3 0.1010 4



dependiente--------------------------------

residuos al deRezagas Anticipas_n_n_nn ------------ cuadrado libertad

TC TC

1 IPC 1 0.0062 132 IPC 2 0.0058 103 IPC 3 0.0042 74 IPC 1 1 0.0058 125 IPC 2 2 0.0051 86 IPC 3 3 0.0038 4

Página 21

ANEXO 13COSTA RICA


ANEXO 14COSTA RICA

ESTIMACIONES DE GRANGERVARIABLE DEPENDIENTE I.P.C.

Para estabilizar la varianza, las variables se trabajaron como diferencias en logaritmos.TC ='TJpo de cambio.IPC = Indice de precios al consumidor.


86- Banca Central



N ÚInero de rezagos residuos al de---------------------TC IPC cuadrado libertad




Número de rezagos residuos al de--------------------------------TC IPC cuadrado libertad


Página 22

cO.

J

.-

~.

...

ANEXO 15COSTA RICA


ANEXO 16COSTA RICA

ESTIMACIONES DE SIMSVARIABLE DEPENDIENTE LP.C.


Banca Central -87

V ariaR1E;s explcati vas Suma de GradosRegresión

Variable umero e

dependiente--------------------

residuos al deRezagos Anticipos----------- ------------ cuadrado libertad

IPC IPC

1 TC 1 0.0145 532 TC 2 0.0129 50

3 TC 3 0.0126 474 TC 4 0.0121 44

5 TC 5 0.0115 41

6 TC 6 0.0093 387 TC 1 1 0.0134 528 TC 2 2 0.0112 489 TC 3 3 0.0110 4410 TC 4 4 0.0100 4011 TC 5 5 0.0098 3612 TC 6 6 0.0080 32



dependiente--------------------------------

residuos al deRezagas Anticipas---------- ------------ cuadrado libertad

TC TC

1 IPC 1 0.0200 532 IPC 2 0.0199 503 IPC 3 0.0197 474 IPC 4 0.0173 445 IPC 5 0.0160 416 IPC 6 0.0152 387 IPC 1 1 0.0199 528 IPC 2 2 0.0195 489 IPC 3 3 0.0191 4410 IPC 4 4 0.0168 4011 IPC 5 5 .0.015(h 3612 IPC 6 6 0.0133 32

Página 23

BIBLIOGRAFIA

1. Aznar, Antol'lio yTrívez Javier

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Círculos viciosos y virtuosos: La relación entrevariaciones en tipos de cambio e inflación. Banco deCanadá, Agosto 1985.

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11. Sims, Christopher "Dinero, ingreso y causa]idad". The American Eco-nomics Review. September 1972.

~

88- Banca Central

J

3. manco O., Carlos

4. Bond, Marian

5. Caramazza, Francesco

8. O]iveira, Fi]omena R. yGarcía, Antonio

9. Protasi, Juan Carlos

10. Rueda, Gerardo

Página 24

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