DOLARIZACIÓN, DOLARIZACIÓN, TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTÉRISIS: CASO DEL PERÚ 1992 – 2011. Profesor: Marcel Huaclla Gómez Facultad de Ingeniería Económica
RESUMEN Duran Durante te el últim último o cuart cuarto o de siglo siglo el Perú ha tenido tenido un proceso proceso de sustit sustituci ución ón moneta monetaria ria y dolari dolarizac zación ión,, se ha coexis coexistid tido o con dos dos moned monedas, as, que ha provoc provocado ado dificultad para efectuar la política monetaria, pero también han crecido las destrezas de Banco Central de Reserva del Perú para manejar el problema. La causa principal inicia inicialme lmente nte se encon encontró tró en los los desas desastro troso soss resul resultad tados os de políti políticas cas econó económic micas as fallidas, dentro de ellas la inflación, y en especial la depreciación del tipo de cambio, pero en los últimos 10 años la economía peruana ha ingresado en la senda del crecim crecimie iento nto económ económico ico con una una apreci apreciaci ación ón cambi cambiari aria a sin preced precedent entes es,, que ha motiv motivado ado un proces proceso o de desdo desdola lariz rizaci ación ón paula paulatin tina. a. La presen presente te invest investig igaci ación ón demue demuestr stra a que este proble problema ma en su desarr desarrol ollo lo habría habría creado creado efecto efectoss de red y persistencia o histéresis, pero que en la actualidad estarían en disolución si continúan las políticas pro crecimiento económico, con estabilidad y bajo riesgo e incertidumbre, los resultados así lo demuestran, es más, pese a la existencia de la dolarización la demanda de dinero para transacciones es estable, lo que resulta que sería posible utilizar agregados monetarios reducidos como M1 para hacer política monetaria. Pero la apreciación cambiaria que aparece, está presionando al gobierno para que se aumente la productividad a fin de que se compense la caída en el tipo de cambio real en especial. Palabras clave: clave: Sustitución monetaria, efecto Ratched, dolarización, demanda de dinero, modelo ARDL
I.- INTRODUCCIÓN. La sustitución monetaria en el Perú se instauró hace mas de 30 años, desde el manejo irresponsable irresponsable de las políticas macroeconómicas que aplicaron los sucesivos gobiernos en los años ochenta. Pasado el gobierno de A. Fujimori de la década de los años noven noventa, ta, que hizo hizo las las refor reformas mas estru estructu ctural rales es que acons aconsej ejaba aba el Conse Consenso nso de Washington, bajó la inflación de 7,600% en 1990 al 1.8% en el año 2000 tasa de inflac inflación ión inferi inferior or a la mundia mundial,l, pero pero sin embarg embargo o la dolari dolarizac zació ión n y la sustit sustituci ución ón monetaria no se acabaron, e incluso llegó con mayor fuerza en algunos años de mayor incertidumbre y riesgo como en la crisis Rusa de 1998; también con la presencia del Sr. Humala como candidato a la presidencia en el año 2006; y la crisis financiera intern internaci aciona onall que aun no termin termina a desde desde el año 2008-2 2008-2009 009.. La existe existenci ncia a de la dolarización dolarización como concepto amplio y la sustitución sustitución monetaria en particular, particular, en la que 1
se sustituye la función de medio de pago de la moneda doméstica por el dólar de Estados Unidos, hace más volátil el tipo de cambio en la medida que el país esté sujeto a shocks internos o externos, ya que el tipo de cambio cumple el papel de absorvedor de shocks. También al ser éste más volátil, el traspaso de los cambios en esta variable a los precios es más grande, lo que dificultaría utilizar el esquema de metas de inflación. Por otro lado, en una economía dolarizada, usar la tasa de interés de política, (Regla de Taylor) para estabilizar la economía se dificulta, ya que su impacto en la demanda agregada podría ser débil, al existir activos denominados en moneda extranjera. Frente al problema de volatilidad, y la necesidad de estabilizar el tipo de cambio, para tener una meta inflacionaria bajo control, el manejo de las brechas de inflación inflación y del producto que están en la regla de de Taylor Taylor y su control vía tasa tasa de inte interé réss de polí polítitica ca,, se le comp complilica ca al banc banco o cent centra rall bajo bajo pres presen enci cia a de dolarización, dolarización, ver (Battini, Levine y Pearlman (2007). También También hay que tomar en cuenta que la dolarización afecta a los gobiernos para obtener ingresos por señoreaje. Cabe manifestar que la dolarización y la sustitución monetaria pueden causar aumentos de la economía informal, ya que al hacerse transacciones en otra moneda se puede esconder la evasión de impuestos de parte los agentes económicos. Por último, la presencia de la sustitución monetaria podría restar credibilidad al BCRP en la medida que sus proyecciones no puedan ser cumplidas al utilizar el esquema de metas de inflación. Tanzi y Blejer (1982), dan la pauta de como los gobiernos a través de los déficit gubernamentales, financiados con emisión monetaria han generado inflación y han forzado a los agentes agentes económicos a cambiar sus expectativas expectativas de inflación, inflación, y con ello han reducido sus demandas de saldos monetarios domésticos y elevaron la demanda de saldo saldoss moneta monetario rioss en moneda moneda extran extranje jera. ra. Pero Pero cuando cuando la infla inflació ción n bajó, bajó, la dolarización se mantuvo elevada generado una resistencia de volver a la situación anterior anterior,, dando una sensación sensación de histéresis histéresis y persistencia. persistencia. El Perú no ha sido la excepción en el mundo, mundo, ya que su primer empuje hacia la la dolarización se da desde los inicios de la década de los años ochenta cuando el problema de deuda externa en el Perú y América Latina era acuciante y es más, el crecimiento excesivo del Estado por empresas públicas y dependencia dependencia burocráticas que hizo difícil su financiamiento financiamiento y, se tuvo que recurrir a la emisión de dinero y, y, a la devaluación del tipo de cambio y con ello la dolarización y sustitución monetaria se incrementaron sustancialmente. Entonces, el problema de la dolarización y sustitución monetaria le complica al Banco Central de Reserva del Perú (BCRP) hacer política monetaria, al tener la economía dos dineros en una economía abierta y pequeña y, al ser uno de ellos producido en otro país. La variable que relaciona a estos dineros es el tipo de cambio, y es 2
se sustituye la función de medio de pago de la moneda doméstica por el dólar de Estados Unidos, hace más volátil el tipo de cambio en la medida que el país esté sujeto a shocks internos o externos, ya que el tipo de cambio cumple el papel de absorvedor de shocks. También al ser éste más volátil, el traspaso de los cambios en esta variable a los precios es más grande, lo que dificultaría utilizar el esquema de metas de inflación. Por otro lado, en una economía dolarizada, usar la tasa de interés de política, (Regla de Taylor) para estabilizar la economía se dificulta, ya que su impacto en la demanda agregada podría ser débil, al existir activos denominados en moneda extranjera. Frente al problema de volatilidad, y la necesidad de estabilizar el tipo de cambio, para tener una meta inflacionaria bajo control, el manejo de las brechas de inflación inflación y del producto que están en la regla de de Taylor Taylor y su control vía tasa tasa de inte interé réss de polí polítitica ca,, se le comp complilica ca al banc banco o cent centra rall bajo bajo pres presen enci cia a de dolarización, dolarización, ver (Battini, Levine y Pearlman (2007). También También hay que tomar en cuenta que la dolarización afecta a los gobiernos para obtener ingresos por señoreaje. Cabe manifestar que la dolarización y la sustitución monetaria pueden causar aumentos de la economía informal, ya que al hacerse transacciones en otra moneda se puede esconder la evasión de impuestos de parte los agentes económicos. Por último, la presencia de la sustitución monetaria podría restar credibilidad al BCRP en la medida que sus proyecciones no puedan ser cumplidas al utilizar el esquema de metas de inflación. Tanzi y Blejer (1982), dan la pauta de como los gobiernos a través de los déficit gubernamentales, financiados con emisión monetaria han generado inflación y han forzado a los agentes agentes económicos a cambiar sus expectativas expectativas de inflación, inflación, y con ello han reducido sus demandas de saldos monetarios domésticos y elevaron la demanda de saldo saldoss moneta monetario rioss en moneda moneda extran extranje jera. ra. Pero Pero cuando cuando la infla inflació ción n bajó, bajó, la dolarización se mantuvo elevada generado una resistencia de volver a la situación anterior anterior,, dando una sensación sensación de histéresis histéresis y persistencia. persistencia. El Perú no ha sido la excepción en el mundo, mundo, ya que su primer empuje hacia la la dolarización se da desde los inicios de la década de los años ochenta cuando el problema de deuda externa en el Perú y América Latina era acuciante y es más, el crecimiento excesivo del Estado por empresas públicas y dependencia dependencia burocráticas que hizo difícil su financiamiento financiamiento y, se tuvo que recurrir a la emisión de dinero y, y, a la devaluación del tipo de cambio y con ello la dolarización y sustitución monetaria se incrementaron sustancialmente. Entonces, el problema de la dolarización y sustitución monetaria le complica al Banco Central de Reserva del Perú (BCRP) hacer política monetaria, al tener la economía dos dineros en una economía abierta y pequeña y, al ser uno de ellos producido en otro país. La variable que relaciona a estos dineros es el tipo de cambio, y es 2
precisamente esta variable la que captura los problemas de nuestro país y del exterior y con ello nos lleva a ser más o menos dolarizados, con más o menos riesgo. Luego si deseamos saber cómo afecta la la dolarización y la sustitución sustitución monetaria monetaria en particular a la política monetaria es verificar cómo impacta al mercado del dinero, y por tanto a la demanda de dinero, ya que supuestamente esta sería inestable por la presencia de este problema. Por otro lado, la dolarización al parecer vino para quedarse por un tiempo largo, pese a que se derrotó a la inflación, pero en esta última década comenzó un proc proces eso o de desd desdol olar ariz izac ació ión, n, en la medi medida da que que el país país tomo tomo el rumb rumbo o del del crecimiento económico, y se generó una apreciación cambiaria severa que nunca antes se tuvo, entonces, la histéresis la persistencia y los efectos de red de este fenómeno entraron en retirada y que es lo que se encargará de verifica este trabajo, para ello utilizaré el efecto Ratched o de persistencia para comprobar si estamos precisamente en el rumbo de la desdolarización. Pero antes se verificará cuáles son los determinantes de la dolarización, que al perecer sería el tipo de cambio que se analizará en una primera aproximación, para pasar luego a medir el impacto de otras variables en la dolarización y en la dolarización de los créditos. Posteriormente se verificará el impacto de la dolarización sobre la estabilidad de la demanda de dinero. La inves investig tigaci ación ón abord abordará ará en la parte parte II, los los antece anteceden dentes tes de la dolari dolarizac zació ión n y sustitución monetaria, en la parte III se verificara el marco teórico, en la IV tendremos los resultados y discusión, discusión, y la parte V las conclusiones. conclusiones. II.- ANTECEDENTES .
Los estudios sobre sustitución monetaria en el Perú de la década de los noventa vienen desde el trabajo de L. Rojas-Suarez (1992), que abarca el periodo 1978:11985:6, demuestra que el coeficiente de sustitución monetaria (m1-f) donde m1 es dinero doméstico y f son los depósitos en dólares en los bancos del Perú, dependen fund fundam amen enta talm lmen ente te de las las expe expect ctat ativ ivas as de deva devalu luac ació ión n del del tipo tipo de camb cambio io.. Post Poster erio iorm rmen ente te,, el trab trabaj ajo o de Elme Elmerr Cuba Cuba y F. Herr Herrer era a (199 (1995) 5),, a travé travéss de la estimación de una función de demanda de dinero para la definición de dinero M1, encuentran que la tasa de interés pasiva en moneda extranjera es muy importante en esta función función y su parámetro parámetro resultó resultó en –6.35 más significa significativa tiva que la variable variable de escala, que fue 0.66 inferior a la unidad; la ecuación es estable, se rechaza la exogeneidad fuerte, la ecuación de cointegración se estima por el método de Engle y Granger (1987). El otro trabajo de demanda de dinero es el de Zenón Quispe (1997), encuentra inestabilidad de la función en el mes de julio de 1994 y la explicación es: “ Este quiebre sería consecuencia del proceso de remonetización de la economía que se habría profundizado durante 1994..”, la sustitución monetaria la introduce vía tipo 3
de cambio pero resultó en ecuaciones inestables, por lo que termina estimando la demanda de dinero por circulante M0 y M1 en función de la tasa de interés pasiva en moneda nacional y, el PBI como variable de escala. La demanda por circulante o por billetes y monedas resultó ser la más estable, después de corregir la inestabilidad con variables dummy, la elasticidad ingreso resultó ser muy pequeña 0.31 y la elasticidad costo costo de –0.52 –0.52;; no prese presenta nta prueb pruebas as de autoco autocorre rrelac lació ión, n, hetero heteroced cedast astici icida dad, d, especificación, normalidad, solamente trabaja con el test cusum al cuadrado para analizar la estabilidad. El otro trabajo más reciente es el de Zenón Quispe (2006), que estima para varias definiciones de dinero, e introduce como variables explicativas adicionales los coeficientes de dolarización y monetización, la elasticidad ingreso para M0 es 0.50 y 1.12 para M1 y las elasticidades costo, medido por la tasa de interés de ahorro es de –0.35 para M0 y –0.36 para M1, introduce una variable dummy para el mes de julio de 1994, tampoco presenta las pruebas econométricas estándar y de estabilidad. Luego de la revisión de la literatura sobre demanda de dinero en el Perú, no hay estudios recientemente efectuados, que involucre al tipo de cambio como determinante de la sustitución monetaria, por lo que la verificación de su impacto sobre esta será uno de los aportes de éste trabajo, y adicionalmente verificar si está es estable o no. Por otro lado, Armas et. al. (2001), señalan que que es más importante en el Perú la dolarización de activos, también Morón y Castro (2004) estima modelos de sustitución de activos, también, García-Escribano (2011) ha estimado en un modelo VAR con seis variables y utilizando multiplicadores dinámicos acumulados, encuentra que la economía economía peruana peruana estaría estaría experime experimentan ntando do con éxito éxito una desdolar desdolarizaci ización ón fin financi ancie era, ra, impul mpulsa sad do por por fac factore toress de merc ercado ado, graci racia as a la esta estab bilid ilidad ad macroeconómica, menor riesgo cambiario, desarrollo del mercado de capitales, su enfoqu enfoque e está está orient orientado ado a verifi verificar car la reducc reducción ión de la desdo desdolar lariza izació ción n del del crédit crédito o comercial, los depósitos a plazo y de ahorro. También También cabe mencionar el trabajo de E. Lahura (2010), encuentra inestabilidad en las demandas de dinero reducidas M0, M1, y M2 sola solame ment nte e la defi defini nici ción ón de dine dinero ro M3 serí sería a reco recome mend ndab able le para para efec efectu tuar ar proyecciones de inflación, por lo que se puede usar para hacer política monetaria. En el resto del mundo existen numerosos trabajos, en donde la sustitución monetaria es determinada a través de la función de demanda de dinero, ver los trabajos para el caso de Rusia de N. Oomes y F. Ohnsorge (2005), Anna Dorbec (2005); B. Harrinson y Yulia Vymyatnina (2007), para el caso de la República Checa; L. Komárek y M. Melrcký Melrcký (2001), (2001), para Turquí Turquía; a; Irfan Civcir Civcir (2003), para China; China; Aarón Aarón Merota Merota (2006) para Cambodia; Kem Reat Viseth (2001), para Bolivia; Oscar Lora R.(2000). En todos estos trabajos se ha incluido el tipo de cambio como determinante de la demanda de dinero y, por tanto a través de esta variable se mide el impacto de la sustitución 4
monetaria. Existen otros trabajos también que miden la sustitución monetaria vía coeficiente de dolarización (m-f), el sustento teórico de estos sería el modelo de portfolio que incluye normalmente a cuatro activos ver W. Branson y D. Henderson (1985). También otros siguen a lo sugerido por M. Miles (1978), que muestra la sustitución vía una elasticidad de sustitución constante. Por otro lado, en la literatura existen modelos cash in-advance o modelos de efectivo por adelantado, un buen trabajo en esta dirección es el de Uribe (1997) que establece un proceso de aprendizaje, en la que se supone que es caro inicialmente comprar con moneda extranjera y los costos irán disminuyendo conforme se van realizando más transacciones es decir se va adquiriendo experiencia, este modelo puede demostrar la existencia de histéresis, es decir, no poder llegar a la situación anterior es decir desdolarizar ya que se habrán construido “externalities-network”, una vez instalada una red de trabajo en moneda extranjera, resulta costoso para
estos agentes
económicos operar nuevamente en moneda nacional. El trabajo de Rojas-Suarez (1992) utiliza este esquema de cash in-advance, que dicho sea de paso el presente trabajo también lo utilizará. Los modelos de histéresis son adecuados para estudiar la sustitución de monedas, ya que se focalizan en el análisis de la tenencia de dinero extranjero con fines transaccionales. También, Lebre de Freitas(2003) encuentra la existencia de histéresis en Bolivia, Turquía e Indonesia, utilizando el efecto Ratched; otro trabajo que mide este problema de histéresis es el de Esquivel (2008), trabajando con el coeficiente de dolarización del crédito en moneda extranjera con respecto al crédito en moneda nacional encuentra utilizando variables proxies para medir las externalidades de red estadísticamente significativos, esta es medida a través ratio de depósitos de moneda extranjera en términos de depósitos en
del
moneda
nacional, y también utiliza la credibilidad como un variable que puede generar desdolarización en el crédito. Por otro lado, examinando el proceso de sustitución monetaria en el Perú a través el comportamiento del dinero (LM1), circulante más depósitos a la vista, con el ratio de dolarización (LDOL) que se mide como el cociente entre la liquidez en moneda extranjera con respecto a la liquidez total del sistema financiero, y el tipo de cambio nominal (LTCV), sus movimientos van a generar el caso típico de sustitución monetaria. En el gráfico No 01 se puede apreciar la sustitución monetaria en tasas de crecimiento con respecto al año anterior. Dado que el tipo de cambio nominal (LTCV12) tiene una relación muy alta con el coeficiente de dolarización (LDOL12), el coeficiente de correlación entre ambas es de 0.91, se creó una diferencia entre ellos (LDOL12 - LTCV12) que es muy estrecha, y se la relaciono con la liquidez en moneda doméstica definida como M1 (LM112). El resultado es que ambas tienen una relación 5
inversa, ya que cuando sube el tipo de cambio, también aumenta la dolarización, pero a costa de una disminución en la demanda de dinero doméstico M1, esta relación inversa se reproduce para todo el periodo, ver gráfico N0 01.
6
RELACIÓN ENTRE LA AREA DE LA BANDA DEL COEFICIENTE DOLARIZACIÓN Y EL TIPO DE CAMBIO NOMINAL (LDOL12, LTCV12) CON EL DINERO DOMÉSTICO DEFINIDO COMO M1 (LM112) PERÚ: 2003.01 - 2011.06 5 4 3 2 1 0 -1 -2 -3 -4 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 LM112
(LDOL12,LTCV12)
RELACIÓN ENTRE EL COEFICIENTE DE DOLARIZACIÓN (LDOL12) CON LA TASA DE DEVALUACIÓN DEL TIPO DE CAMBIO (LTCV12) Y LA TASA DE CRECIMIENTO DEL DINERO DOMÉSTICO M1 (LM1R12). PERÚ: 1992 - 2011
GRÁFICO No 01
5 4 3 2 1 0 -1 -2 -3 -4 94
96
98 LDOL12
00
02
04
LM1R12
06
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10
LTCV12
GRÁFICO No 02
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En periodos de mayor sustitución monetaria se producen en los shocks que recibe la economía peruana, primero, la crisis mexicana, 1994; después las crisis asiática, rusa y brasilera entre los años 1997 – 1999 incluido el año 2000 año en que el gobierno de A. Fujimori renuncia por fax a la presidencia del Perú. Luego en la crisis financiera desde su incubación hasta que revienta la burbuja financiera en septiembre del 2008; posteriormente continúa un proceso de desdolarización a la fecha 2011. En el gráfico No 02 se puede apreciar la relación de estas tres variables. Luego las variaciones en el tipo de cambio nominal afectarán a la demanda de dinero doméstico, ya que cuando éste aumenta los agentes económicos se deshacen de los soles y adquieren dólares, provocando volatilidad en la demanda de dinero que la puede hacer inestable. Si ocurriera inestabilidad de la demanda de dinero para transacciones entonces se dificulta utilizar por el BCRP las metas monetarias, es más, nos dejaría solamente con la opción de poder utilizar como ancla nominal de la economía al tipo de cambio nominal o la meta inflacionaria que hoy se utiliza. Por otro lado, en la crisis del 2008 y 2009; el Perú tuvo un fuerte impacto de la crisis internacional y el tipo de cambio como absorvedor de shock no pudo ayudar para paliar la caída del 9.8% del crecimiento del producto en el año 2008 al 1.9% en el año 2009, por más de que este se devaluó llegando hasta S/. 3.26 nuevos soles por dólar (IV trimestre del 2008), y también se impidió que éste se depreciara más, a fin de que la tasa de inflación no se dispare más de la meta propuesta por el BCRP; esto se debió justamente por la dolarización de la economía, ya que la mayor devaluación del tipo de cambio hubiera dolarizado más al país y causado problemas a los agentes económicos endeudados en dólares, pero que sus ingresos son en nuevos soles (Efecto Hoja de Balance), de ahí que el BCRP perdió cerca de US$ 6,000 millones de dólares para contener la subida del tipo de cambio. Este hecho no ocurrió en Chile donde el tipo de cambio subió todo lo que pudo, para cumplir con su papel de absorvedor de shocks. 8
Es a partir del año 2000 hacia adelante, ocurre una caída casi sostenida del tipo de cambio y con ello cae el ratio de dolarización, en esta periodo también se registra las tasas de crecimiento sostenidas del PBI, por la coyuntura internacional favorable, ya que los términos de intercambio mejoran sustancialmente, a partir del año 2003 y en casi sesenta años no había subido tanto estos términos de intercambio, lo que genera una abundancia de liquidez en moneda extranjera producto de los mejores precios de nuestra exportaciones. En el gráfico No 03 se puede apreciar esta situación. La mejora de los términos de intercambio (TI), y sobre todo el aumento sustancialmente los precios de nuestras exportaciones (PX), mejoró la posición de reservas internacionales del Perú, y también se comienza a pagar deuda externa que cae hasta 12% PBI (deuda neta) en el año 2011. Pero la abundancia de dólares y los mejores precios internacionales, y las mayores inversiones privadas extranjeras, provoca la apreciación continua del tipo de cambio, y el BCRP tuvo que intervenir con rapidez a fin de evitar caídas sustanciales, y que provoque bajas también en el tipo de cambio real y con ello lesione las exportaciones y abarate las importaciones y perjudique la producción nacional que compite con las importaciones.
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RELACIÓN ENTRE EL RATIO DE DOLARIZACIÓN (LDOL) CON EL TIPO DE CAMBIO NOMINAL (LTCV). PERÚ: 1999.01 - 2011.06 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -2.0 -2.5 99
00
01
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03
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05
LDOL
06
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08
09
10
LTCV
RELACIÓN ENTRE LOS PRECIOS DE LAS EXPORTACIONES (PX) CON LOS PRECIOS DE LAS IMPORTACIONES (PM) Y LOS TÉRMINOS DE INTERCAMBIO (TI) PERÚ: 1992 - 2011
GRÁFICO
No
03
360 320 280 240 200 160 120 80 92
94
96
98
00 TI
02 PX
04
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08
10
PM
GRÁFICO No 04
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Luego la mejora de los términos de intercambio, crecimiento e inversión externa y la abundancia de liquidez internacional trajo consigo la apreciación del tipo de cambio y con ello cae el ratio de dolarización, (ver gráfico No 04). En éste gráfico resalta que después de producida la crisis financiera internacional en septiembre del año 2008 se produce un rebote del tipo de cambio nominal (LTCV) que venía cayendo en forma sostenida, aumenta hasta S/. 3.26 nuevos soles por dólar en el mes de diciembre de ese año, en circunstancias que un mes antes del estallido de la crisis, el dólar se cotizaba a un promedio de S/. 2.80 nuevos soles por dólar, esta subida del tipo de cambio hace aumentar también el coeficiente de dolarización. Pero el proceso de desdolarización en este periodo no solo es de la liquidez y depósitos sino también del crédito en dólares que se mide de dos maneras, el primero, entre el crédito total en dólares respecto del crédito total del sistema financiero (LDOLCR) y el segundo entre crédito total en dólares entre el crédito total en soles (LDOLCRE). El crédito también es influido por el comportamiento del tipo de cambio. En el gráfico No 05 y 06 se puede ver esta situación. Entonces los agentes económicos usan más crédito en dólares cuando se aprecia el dólar, y usan más créditos en soles cuando el nuevo sol se aprecia, ellos prefieren mantener su riqueza real constante, pero a su vez también tendrán más cuidado al efecto hoja de balance.
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GRÁFICO
No
05
RELACIÓN ENTRE EL RATIO DE DOLARIZACIÓN DE CRÉDITOS (LDOLCRE) CON EL TIPO DE CAMBIO NOMINAL. PERÚ: 1999.01 - 2011.06 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -2.0 -2.5 99
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LDOLCRE
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LTCV
GRÁFICO No 06
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En el gráfico No 06 se puede ver dos etapas bien marcadas, la primera de dolarización y la segunda de desdolarización. La primera etapa (1992 – 2001) es de estabilización, shocks externos, deuda externa, falta de crecimiento, alto riesgo país, devaluaciones del tipo de cambio, como resultado más dolarización, en la segunda etapa (2002 – 2011) viene la estabilidad, con altas tasas de crecimiento, apreciación cambiaria, grado de inversión, superávit fiscal, bajo riesgo país, entonces se produce la desdolarización que aun está en proceso. Uno de las variables que estaría influenciando de manera decisiva en la desdolarización, es el crecimiento fuerte que ha tenido la economía peruana en los últimos ocho años, en el gráfico No 07 se puede apreciar esta situación, justamente, cuando el Perú logra acceder a mayor (LPBI), la economía se desdolariza, se puede observar que desde el año 2002 hacia adelante el crecimiento se acelera y cae la dolarización de los créditos (LDOLCR) y de la liquidez (LDOL). Entre los años 1997 – 2001 el crecimiento del Perú es muy bajo e incluso negativo en algunos años (crisis asiática, rusa, brasilera y fenómeno del niño), la dolarización se amplía. De igual modo entre los años 1994 – 1995 la economía acelera su crecimiento se puede observar que la dolarización cae tanto de los créditos como de la liquidez. RELACIÓN ENTRE LOS COEFICIENTES DE DOLARIZACIÓN DE LA LIQUIDEZ (LDOL) DEL CRÉDITO (LDOLCRE) CON EL LPBI Y EL PBI CON FILTRO (HPLPBI) PERÚ: 1992 - 2011 3 2 1 0 -1 -2 -3 9 2
9 4
9 6
9 8
0 0 LPBI LDOL
0 2
0 4
0 6
0 8
1 0
HPLPBI LDOLCRE
GRÁFICO No 07 13
Indudablemente que el crecimiento del PBI está relacionado con la demanda de dinero doméstica y en especial la demanda para transacciones, que al parecer la elasticidad ingreso (producto) es mayor que dos, Lahura (2010). Luego una de las mejores políticas para desdolarizar es que el país no reduzca el crecimiento, pero con estabilidad económica, política y social. El mayor crecimiento económico también provocará apreciación cambiaria (ceteris paribus) y con ello desdolarización, pero la apreciación empujará a mayor productividad y por tanto mayor crecimiento, éste es un círculo virtuoso para desdolarizar. Entonces veamos si apreciar el tipo de cambio es bueno para desdolarizar junto con el crecimiento económico, para ello debemos observar primero el tipo de cambio solo, como variable causante de la dolarización, después veremos los determinantes de la dolarización en un modelo más completo que incluya el crecimiento económico, el efecto persistencia y si las redes está en extinción. III.- MARCO TEÓRICO. Supuestamente RELACIÓN ENTRE EL CREDITO EN MONEDA DOMÉSTICA (L CREMN) Y EL TIPO DE CAMBIO NOMINAL (L TCV) . PERÚ: 1999.01 - 2011.06 2
1
0
-1
-2
-3 9 9
0 0
0 1
0 2
0 3
0 4
0 5
LCRMN
0 6
0 7
0 8
0 9
1 0
LTCV
el determinante del ratio o coeficiente de dolarización, es el tipo de cambio. El modelo 14
que sustenta la primera parte está basado en los trabajos de Suarez-Rojas (1992), Reat Viset (2001), Calvo y Vegh (1990) (1992). Se supone que en la economía se produce y consume dos tipos de bienes, que sus precios son P* de los bienes transables y P de los no transables. Por otro lado, sea є la tasa de cambio nominal. Se asume que el valor de los precios de los bienes transables es uno P*=1, de ahí que el tipo de cambio real quedará como: є/P. Los agentes económicos mantienen en sus carteras tanto dinero doméstico como extranjero, y que ambos son sustitutos imperfectos. Los agentes maximizan la siguiente función de utilidad:
Obj100
1)
Obj101
La función de utilidad se asume que es separable para los bienes y la función es estrictamente cóncava. Las utilidades marginales de los dos bienes son positivas y decrecientes. Los agentes económicos enfrentan la siguiente restricción presupuestal:
Obj102
2) Donde:
Obj103
15
Obj104
Los agentes económicos encaran la restricción de cash in-advance de la siguiente forma: 3)
Obj106 Obj105
Esta ecuación sigue a Calvo y Vegh (1990) donde (…) es una función de producción de servicios de liquidez que se supone es homogénea y lineal donde las productividades marginales son positivas y decrecientes.
Obj108 Obj107
Se asume también que
esta propiedad asegura que ambos dinero son sustitutos
imperfectos. Luego maximizando 1) sujeto a 2) y 3) y denotando que
es el
multiplicador de Lagrange de la restricción de presupuesto y Ω es el multiplicador de Kuhn - Tucker de la restricción de cash in-advance. Las condiciones de primer orden se expresan en las siguientes ecuaciones.
Obj109
Obj112 Obj111 Obj110
16
Las ecuaciones 4) y 5) denotan las tasas marginales de sustitución entre los bienes transables y no transables es igual a la tasa de cambio real, es decir dividiendo 5) entre 4). Las ecuaciones 6) y 7) nos muestran que el valor marginal de adicionar una unidad monetaria para t+1 es igual a su costo marginal de para la moneda doméstica y
para la extranjera. Dividiendo las ecuaciones 6) y 7) en estado estacionario y
haciendo se puede expresar lo siguiente:
Obj113
Obj115 Obj114
8)
Obj116
Puesto que la función (…) es homogénea de grado uno, la ecuación 8) se puede escribir como:
Obj117
9) El segundo caso expresaría un modelo en tiempo continuo, donde ƒ es una función de saldos monetarios de la moneda doméstica en términos de la moneda extranjera y tasa de devaluación del tipo de cambio. Para ƒ’ (x) < 0 nos indica que en una situación de estado estacionario el ratio de mantener entre el dinero doméstico y el extranjero está relacionado inversamente con la tasa de devaluación del tipo de cambio. La ecuación 9) puede ser estimada como lo expresa Rojas-Suarez (1992), de la siguiente manera:
Obj118
10) Donde:
17
Obj119
También, es posible especificarla en función de brechas es decir la variable con respecto a su tendencia de largo plazo, es decir:
Obj120
11) Donde:
Obj121
Obj122
Luego en la ecuación 10) se puede expresar que el ratio de moneda doméstica a moneda extranjera depende de la tasa de devaluación esterada del tipo de cambio nominal. Para efectos de la estimación de esta ecuación se tomará la inversa de la ecuación 10) es decir la liquidez en moneda extranjera en relación a la liquidez en moneda nacional existente en el sistema bancario peruano que la expresamos como. Pero dado que en la ecuación 10) se estaría estimando una serie (variable endógena) que tiene raíz unitaria, con respecto a una estacionaria que es la tasa de variación del tipo de cambio esperado, de ahí que para efectos de efectuar una buena estimación el modelo se trabajará de acuerdo a la ecuación 11), en la que ambas variables tienen el mismo grado de integración, utilizando el modelo ARDL (The Autoregressive Distributed Lag), método propuesto por Pesaran, Shin y Smith (1999) (2001), aunque este modelo acepta la introducción de variables integradas de diferente orden. Para efectos de la estimación del ratio del crédito de moneda extranjera en relación al crédito doméstico en moneda nacional, es decir:
Obj123
18
Obj124
La construcción de la brecha del crédito GAPLDOLCRE, se construye en base de la información del ratio de dolarización del crédito menos el ratio de dolarización de créditos de largo plazo, utilizando un filtro adecuado:
Obj125
12) De acuerdo con la ecuación 12), esta brecha también depende de la brecha del tipo de cambio; ambas son variables estacionarias que será estimada por el método de Pesaran et. al.(2001).
Obj126
Por otro lado, se intentará introducir otras variables que expliquen también al coeficiente de dolarización (), creándose un modelo más general. Dado que el PBI se ha tornado en una variable importante y el diferencial de las tasas de interés internas y externas corregidas por las expectativas de devaluación del tipo de cambio, también serán incluidas en las estimaciones, además del tipo de cambio que se supone sería el principal determinante de este coeficiente. Entonces una vez que se demuestre los principales determinantes de los coeficientes de dolarización del dinero y crédito, los efectos de red e histéresis, posteriormente se determinará si estos ratios hacen inestable a la demanda de dinero para transacciones definida como M1 que incluye a los billetes y monedas en circulación más los depósitos a la vista. Esta definición se adecua para identificar al dinero como medio de pago y estar en línea con la definición de sustitución monetaria. IV.- RESULTADOS Y DISCUSIÓN. El método de estimación para verificar la existencia de cointegración entre las variables será el modelo ARDL (The Autoregressive Distributed Lag), propuesto por Pesaran et. al. (2001), su aplicación tiene la ventaja de que no requiere que todas las variables involucradas tengan raíces unitarias I(1), tal como lo exige el método de Johansen. Entonces al usar este método es posible introducir variables integradas de orden uno como así también variables estacionarias o integradas de orden cero I(0), permite no caer en errores de especificaciones del modelo. Es más, tal como lo menciona Narayan y Smyth (2004) es potencialmente más robusto que el esquema de 19
Johansen. Todas las variables están expresadas en logaritmos. La especificación general del modelo será como el que sigue:
Obj127
13)
Obj130 Obj129 Obj133 Obj128 Obj132 Obj131 Obj134
Donde los son los parámetros de largo plazo y y los son los parámetros del modelo dinámico a corto plazo, Ut es el término de error que se supone que no está correlacionada con los regresores, es el coeficiente de dolarización en primeras diferencias, es el diferencial de tasas de interés interna y externa corregido por las expectativas del tipo de cambio, es el diferencial del PBI. Para efectos del cálculo de los retardos de este modelo ARDL se usará los criterios de Aikaike y Hannan y Quinn. Para hallar los coeficientes normalizados del modelo a largo plazo se procederá a efectuar la siguiente división:
Obj135
La ecuación presenta una parte dinámica y explica el corto plazo, expresada en primeras diferencias con sus respectos procesos autorregresivos, y una de largo plazo que está expresada en niveles es decir .
Obj137 Obj136
Por otro lado para la verificación de la existencia de cointegración o no, se computa un test F, que de acuerdo con Pesaran et. al. (2001) el valor calculado debería de superar la banda superior es decir F>Fu propuesta en sus tablas al 90%, 95% y 99% para que exista cointegración. La formulación de la hipótesis nula en la que , si esto ocurriera, se acepta la hipótesis nula es decir que no existe cointegración entre las variables propuestas en la ecuación 13) de la parte no dinámica, es decir no existe una relación a largo plazo entre las variables involucradas. Si F
Luego para efectos de la estimación del impacto del tipo de cambio sobre el coeficiente de dolarización, de acuerdo al modelo propuesto ecuación 11), se procede a estimar en términos de brechas, por lo que la ecuación a estimar sería:
Obj138
14)
Obj140 Obj139
La variable expresa la brecha del tipo de cambio con respecto de su tendencia, el término es el término de error con todas sus propiedades, (Δ) expresa la primera diferencia. La estimación se efectúa por mínimos cuadrados ordinarios, en donde los rezagos óptimos son calculados por el método de Aikaike. Como es de metodología de trabajos en series de tiempo, se presentan en los cuadros No 3 y 4 los Test de raíces unitarias de las variables involucradas con constante y sin tendencia. Las variables involucradas en la ecuación 14) son todas estacionarias (ver cuadro No 3) medidas por los criterios de Dickey – Fuller Aumentado (DFA), Phillips – Perron (PP) y el test de Kwiatkowski – Phillips – Schmidt – Shin (KPSS) en niveles como en primeras diferencias. También se observa los test de raíces unitarias para la ecuación 13). CUADRO No 3 Test de Raíces Unitarias de las Variables Variable LDOL e=LTCV DIF1 LPBI LM1R LDOLCR GAPLDOLCRE GAPLDOL GAPLTCV VALOR CRÍTICO 95%
DFA -0.19 -2.43 -2.53 -0.20 0.16 0.61 -3.91 -6.90 -5.35 -2.87
PP -0.39 -4.08* -2.55 -0.21 1.03 1.12 -3.45 -4.32 -4.04 -2.87
KPSS 1.52 0.93 1.18 1.85 1.81 1.21 0.03 0.02 0.03 0.46
Donde: LDOL= Coeficiente de dolarización, e=LTCV= tipo de cambio nominal, LPBI= Producto Interno Bruto, LM1R= Dinero definición M1 LDOLCR=Coeficiente de dolarización de los créditos. DFA=Test de Dickey-Fuller Aumentado. PP= Test Phillips-Perron KPSS= Test Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin.
CUADRO No 4 Test de Raíces Unitarias de las variables en primeras diferencias (Δ) 21
Variable ΔLDOL Δe= ΔLTCV ΔDIF1 ΔLPBI ΔLM1R ΔLDOLCR ΔGAPLDOLCRE ΔGAPLDOL ΔGAPLTCV VALOR CRÍTICO 95%
DFA -4.68 -4.94 -3.35 -16.35 -2.97 -3.15 -10.3 -13.3 -10.4 -2.87
PP -13.09 -8.68 -19.41 -27.62 -23.15 -11.19 -10.9 -13.5 -10.4 -2.87
KPSS 0.15 1.08* 0.16 0.17 0.26 0.98 0.01 0.01 0.09 0.46
Del cuadro No 3 se desprende que las variables LDOL, LTCV, DIF1, LPBI, LM1R y LDOLCR, poseen raíz unitaria, solamente el tipo de cambio nominal e=LTCV con el test de PP tuvo problemas en el sentido de que posee estacionariedad, pero para verificar si es estacionaria se recurrió
analizar el correlograma, resultando con
características de ser una variable con raíz unitaria, posteriormente se realizó el test de Durbin – Watson de raíz unitaria, resultando con un DW=0.005 , que indica que efectivamente tiene raíz unitaria, ya que el valor crítico es de 0.386 al 95% de significancia según tablas. En el cuadro No 4 se presenta los Test de raíces unitarias de las mismas variables del cuadro No 3 en primeras diferencias resultando que todas son estacionarias, salvo el tipo de cambio nominal (e) con el test KPSS; de igual modo se procedió a verificar su correlograma y se hizo el test de DW=0.98 resultando ser estacionaria, ya que el valor crítico al 95% es 0.386.
Obj141
En el cuadro 5 se presentan los resultados de los test F de la ecuación 14) sobre los parámetros . El modelo de la parte dinámica, corresponde a un ARDL (5,5) para LA ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN EN BRECHAS, es decir que se deberá de colocar CINCO retardos, para respetar el orden sugerido por Aikeike. En realidad el Test F es muy sensible al cambio del orden de los retardos, ya que se procedió a estimar seis ecuaciones, comenzando con un retardo y posteriormente obteniendo los test F para cada una de las ecuaciones estimadas en los retardos sucesivos, los resultados de estos test se muestran en el cuadro No 5. CUADRO No 5 Resultados del Test F para varios Retardos de la Ecuación de Dolarización por Brechas Variable Test F
1 lag 21.6
2 lag 22.9
3 lag 28.3
4lag 29.7
5 lag 32.7
6lag 25.4
Como se puede apreciar el test F más alto resultó para el retardo cinco, que coincide con el número óptimo de retardos sugerido por Aikeike, en realidad son valores muy
22
elevados que nos permite asegurar la existencia de cointegración. En el cuadro No 6 se presenta los resultados estandarizados de esta ecuación. CUADRO No 6 RESULTADOS DEL MODELO DE DOLARIZACIÓN EN LA FORMA DE BRECHA GAPLDOL= (LDOL- LDOL*): PERÚ 1992 – 2011 Test de Cointegración Pesaran et.al. (2001) ____________________________________________________________________ Panel A: F-statistic Calculado ____________________________________ F (GAPLDOL/ GAPLTCV) = 32.7 (0.000) ____________________________________ Valores críticos de la Banda (F -Test) Nivel Significancia Bajo I (0) Alto I (1) Al 5% 4.94 5.73 Conclusión: Cointegrada. _____________________________________________________________________ Panel B: Coeficientes de Largo Plazo ____________________________________ Regresor Coeficiente ____________________________________ Constante LTCV
0.165 (5.21) 0.689*** (5.25)
Nota: *** significativa al 1% R-squared: 0.77; Adjusted R-squared: 0.75; D-W : 2.22; F-Statistic: 48.8; Jarque-Bera:4.93 (0.08); Ramsey RESET [1]: F-Statistic:0.00039 (0.98); Breusch-Godfrey LM test [2]: F-Statistic: 2.32 (0.10); Breusch-Godfrey LM test [12] F-Statistic: 1.35 (0.18); ARCH test [1]:F-Statistic: 0.28 (0.59); White Test F:1.22 (0.14). ( ) refer. a la probabilidad. _____________________________________________________________________
Estos dan una sorprendente alta cointegración entre el coeficiente de dolarización en brechas con el tipo de cambio nominal también en brecha, en el gráfico No 15 se puede apreciar la alta relación entre ambas. Un 1% de incremento en el tipo de cambio con respecto de su tendencia, provocará 0.68% de incremento en la brecha de dolarización Lo que implica la fuerte sensibilidad de la dolarización al tipo de cambio nominal. Esta situación amerita de parte del BCRP tener un control sobre la variabilidad del tipo de cambio, y de hecho deberá se poseer siempre una buena cantidad de reservas internacionales para afrontar shocks externos principalmente. La ecuación tiene adecuada especificación (test Ramsey Reset), no tiene autocorrelación, ni heterocedasticidad. El Test F=32.7 resultante es superior al valor crítico de la banda superior ampliamente propuestos por Pesaran et.al. (2001), lo que se concluye la existencia de cointegración. Para verificar la estabilidad estructural de la ecuación se procedió a utilizar el test Cusum al cuadrado, que se pueden visualizar en el gráfico No 16 no presentado quiebres estructurales o que se salga de la banda. El descuido del control del tipo de cambio puede generar volatilidad en la dolarización, y la meta de inflación que se propone el BCRP, ya que el impacto vendrá por el lado de los bienes transables, es más, deberá de aplicar operaciones de esterilización es decir de compra
23
y venta de moneda extranjera para controlar la variabilidad, situación que ha venido haciéndolo en forma permanente. GRÁFICO No 15
GRÁFICO No 16
TEST DE ESTABILIDAD ESTRUCTURAL CUSUM AL CUADRADO DE LA ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN EN BRECHAS GAPLDOL=LDOL - LDOL* PERÚ: 1992 - 2011 1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 94
96
98
00
02
04
C US UM of S qua res
06
08
10
5% Si gni fi ca nc e
RELACIÓN ENTRE LAS BRECHAS DEL COEFICIENTE DE DOLARIZACIÓN (GAPLDOL) CON EL DEL TIPO DE CAMBIO NOMINAL (GAPLTCV) PERÚ: 1992 - 2011 3 2 1 0 -1 -2 -3 -4 -5
92
94
96
98
00
GAPLDOL
02
04
06
08
10
GAPLTCV
24
También se llevó a cabo la cointegración entre las brechas de crédito (GAPLDOLCRE) y la brecha del tipo de cambio (GAPLTCV) utilizando un ARDL (2,7) de acuerdo al criterio de Aikaike, ver cuadro No 7. Los resultados de la estimación predicen la existencia de cointegración con el criterio de Pesaran et. al. (2001) ya que el valor del test F = 8.25 que es superior a los valores críticos en especial el de la banda superior. CUADRO No 7 RESULTADOS DEL MODELO DE DOLARIZACIÓN EN EL CRÉDITO EN LA FORMA DE BRECHA: GAPLDOLCRE = LDOLCRE- LDOLCRE* PERÚ 1992 – 2011 Test de Cointegración Pesaran et.al. (2001) ____________________________________________________________________ Panel A: F-statistic Calculado ____________________________________ F (GAPLDOLCRE/ GAPLTCV) = 8.25 (0.000) ____________________________________ Valores críticos de la Banda (F -Test) Nivel Significancia Al 5% Al 10%
Bajo I (0) 4.94 4.04
Alto I (1) 5.73 4.78
Conclusión: Cointegrada. _____________________________________________________________________ Panel B: Coeficientes de Largo Plazo ____________________________________ Regresor Coeficiente ____________________________________ Constante LTCV
0.509 (11.1) 1.040** (3.05)
Nota: ** significativa al 5% R-squared: 0.57; Adjusted R-squared: 0.0.54; D-W : 1.99; F-Statistic: 20.5; Jarque-Bera:2.77 (0.25); Ramsey RESET [1]: F-Statistic: 0.26 (0.60); Breusch-Godfrey LM test [2]: F-Statistic: 0.49 (0.61); Breusch-Godfrey LM test [12] F-Statistic: 0.59 (0.84); ARCH test [1]:F-Statistic: 0.0003 (0.98); Breush-Pagan-Godfrey Test F Statistic:0.81 (0.65); Harvey Test F: 0.66 (0.80); Glejser Test F: 0.52 (0.91); ( ) refer. a la probabilidad. _____________________________________________________________________
La
ecuación
no
tiene
problemas
de
especificación,
autocorrelación,
heterosedasticidad, y además tiene estabilidad estructural de acuerdo al test Cusum al Cuadrado de acuerdo al gráfico No 18.
25
RELACIÓN ENTRE LAS BRECHAS DEL COEFICIENTE DE DOLARIZACIÓN DEL CRÉDITO (GAPLDOLCRE) CON LA BRECHA DEL TIPO DE CAMBIO (GAPLTCV) PERÚ: 1992 - 2011 4 3 2 1 0 -1 -2 -3 -4 -5 92
94
96
98
00
02
GAPLDOLCRE
04
06
08
10
GAPLTCV
TEST DE ESTABILIDAD ESTRUCTURAL CUSUM AL CUADRADO DE LA ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN DE CRÉDITOS PERÚ: 1992 - 2011
GRÁFICO No 17
1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2
94
96
98
00
02
CUS UM of Squares
04
06
08
10
5% Si gni fi canc e
GRÁFICO No 18
26
TEST DE ESTABILIDAD ESTRUCTURAL CUSUM AL CUADRADO DE LA ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN DE CRÉDITOS PERÚ: 1992 - 2011 1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2
94
96
98
00
02
CUS UM of Squares
04
06
08
10
5% Si gni fi canc e
En el gráfico No 17 se presenta la alta correlación existente entre la brecha de crédito con la brecha del tipo de cambio. Luego por el lado de la dolarización de los créditos, las variaciones del tipo de cambio preocupa, ya que se está verificando que cuando sube el tipo de cambio los créditos en dólares aumentan en una relación uno a uno (ver panel B del cuadro No 7). Es importante para efectos de desdolarizar los créditos mejorar la desdolarización de depósitos. En efecto, creo que para el mediano y largo plazo deberían los bancos que intermedian, poner topes de riesgo por posición en moneda, es decir como caso extremo, solo pueden prestar en la moneda que captan. En ese sentido, todos los cambios regulatorios deberían necesariamente estar conectados con la desdolarización de los depósitos pues le generan a los bancos el incentivo a intermediar en la moneda doméstica y de paso evitar el descalce en monedas en sus hojas de balance. Es más, desde mi punto de vista se pueden agregar los incentivos de garantía de depósitos y primas es decir, las primas aportadas por los depósitos en dólares deberían ser más altas que las de depósitos en soles, y la cobertura del fondo de garantía debería ser significativamente mayor para los depósitos denominados en moneda doméstica que los denominados en moneda 27
extranjera. En estos últimos años creo que la apreciación de tipo de cambio, la estabilidad lograda, el desarrollo del mercado de capitales, la existencia de las AFP(s), con bajo riesgo país y la depreciación continua del dólar en los mercados internacionales, está llevando a una desdolarización de la economía tanto por el lado de la liquidez y transacciones, como de los créditos. Sin embargo muchos bancos centrales que tienen éste problema de administrar la política monetaria con dos monedas, han efectuado una diversidad de estrategias que favorecen la desdolarización, como ser manejo de encajes diferenciales para ambas monedas como lo hace el Perú, Uruguay y Bolivia, el aumento de previsiones para los créditos en dólares, que también lo efectúa el Perú; pero la peor política sería mediante una ley o decreto supremo obligar a desdolarizar el sistema financiero, tal como se hizo Bolivia en el año 1982 y el año 1985 en el Perú con A. García, sin tener controlado el déficit fiscal, con tasas de inflación elevadas y tasas de devaluación crecientes, lo que ocurrió después de la aplicación de estas medidas, fue una dolarización mayor, fuga de capitales, baja tasa de inversión y crecimiento e inestabilidad política, social y económica. Me parece hay que hacer políticas económicas que contribuyan a elevar la demanda de dinero doméstico como instrumento para desdolarizar, y esto pasa por medidas para el fomento del crecimiento económico con estabilidad, las demás medidas comentadas líneas arriba, ayudan pero no definen, creo que estos tiempos de debilidad del dólar en los mercados internacionales es una oportunidad para avanzar en la desdolarización. Por otro lado es conveniente destacar la pro ciclicidad de los créditos extendidos por los bancos, ya que cuando el PBI aumenta, los créditos aumentan en una mayor proporción, pero cuando se está en la fase recesiva del ciclo, los créditos caen más, profundizando el ciclo económico, y en general los intermediarios financieros como un todo son inherentemente pro cíclicos, en la fase expansiva los precios de los activos, la rentabilidad aumentan e incluso las carteras pesadas de los bancos disminuyen, y las calificaciones del riesgo crediticio se relajan, los bancos tienden a expandirse, lo contrario sucede en la etapa de las recesiones. Si se desea verificar esta situación en la crisis financiera actual, y de otras similares a lo largo de la historia, como la crisis de los años treinta está la tendencia a la aparición de los booms de crédito. Estas expansiones van acompañadas de una reducción de los estándares en la calidad del crédito otorgado y, cuando las circunstancias cambian, la morosidad tiende a repuntar de manera significativa. En determinados casos, a menudo en combinación con errores de política monetaria, una regulación inadecuada o una supervisión imperfecta, esta prociclicidad inherente al sistema financiero puede conducir a situaciones
28
extremas que comporten el nacimiento de burbujas y, eventualmente, su explosión con potenciales episodios de crisis de liquidez o pánicos bancarios. IV.1.- RESULTADOS DEL MODELO GENERAL Para lograr una más pronunciada desdolarización de nuestra economía es necesario indagar sobre algunos determinantes adicionales sobre el coeficiente de dolarización, para tal efecto será necesario estimar la ecuación No 13). Dentro de estas variables adicionales se ha introducido la actividad económica vía PBI, ya que es determinante en el aumento de la demanda de dinero doméstico, además el diferencial de tasas de interés interna y externa corregida por la tasa de devaluación esperada, que nos reportaría el grado de impacto de los movimientos de fondos entre soles y dólares y el impacto del tipo de cambio sobre éste coeficiente de dolarización por lo mostrado líneas arriba es importante en la determinación de éste coeficiente. Primero se hallará la cointegración de las variables involucradas y posteriormente se encontrará el modelo de corrección de errores o ecuación dinámica. Indudablemente que el crecimiento del PBI está relacionado con la demanda de dinero doméstica y en especial la demanda para transacciones, al parecer una de las mejores políticas para desdolarizar es que el país no reduzca el crecimiento, pero con estabilidad, política, social y económica. El mayor crecimiento económico también provocará apreciación cambiaria (ceteris paribus) vía incremento de la demanda de dinero doméstico y con ello desdolarización, pero la apreciación empujará a generar mayor productividad y por tanto mayor crecimiento, éste es un círculo virtuoso para desdolarizar. Los resultados de la ecuación No 13 se pueden apreciar en el cuadro No 8 en dos paneles. CUADRO No 8 ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN, MODELO AMPLIADO: PERÚ 1992 – 2001 MÉTODO EMPLEADO: ARDL (6, 7, 6, 7)
___________________________________________________________________ Estimación de la ecuación de Dolarización (LDOL): Método Pesaran et. al. (2001) _____________________________________________________________________ Panel A: Estimación de coeficientes a corto plazo Orden Lag
ΔLDOL
ΔLTCV
ΔLPBI
ΔDIF1
0.53
-0.06
0.006
(8.8)
(-4.1)
(0.5)
-0.14
0.15
0.11
0.02
(-3.5)
(2.2)
(5.7)
(1.7)
0.13
-0.07
0.11
-0.001
0 1 2
29
3 4 5 6 7
(3.4)
(1.1)
(5.5)
(-0.1)
0.36
-0.07
0.09
-0.02
(9.1)
(1.1)
(5.0)
(1.7)
0.10
0.03
0.05
-0.01
(2.5)
(0.5)
(3.0)
(1.3)
0.06
0.15
0.10
0.001
(1.6)
(2.2)
(6.2)
(0.11)
0.09
-0.22
0.08
0.02
(2.2)
(-3.5)
(5.3)
(2.1)
0.15
0.03
(2.8) (3.2) ____________________________________________________________________________ R-squared: 0.82; Adjusted R-squared: 0.79; D-W : 2.07; Jarque-Bera:2.13 (0.34); Ramsey RESET [1]: F-Statistic: 1.67 (0.19); Breusch-Godfrey LM test [2]: F-Statistic: 0.79 (0.45); Breusch-Godfrey LM test [12] F-Statistic: 0.65 (0.78); ARCH test [1]:F-Statistic: 0.11 (0.73); Harvey Test F: 1.23 (0.18); White Test F: 1.29 (0.14) ( ) refer. a la probabilidad. _ ___________________________________________ ________________________________
Panel B: Coeficientes Estimados Normalizados: Ecuación de Largo Plazo _____________________________________________________________________ LDOL C LTCV LPBI DIF1 9.55 0.459 -0.840 -0.091 (9.7) (9.8) (9.7) (-3.3) _____________________________________________________________________ CUADRO No 9 ___________________________________________ TEST F DE PESARAN et. al. (2001) ___________________________________________ F (LDOL/ LTCV, LPBI, DIF1) = 28.96 (0.000) ____________________________________________ Valores críticos de la Banda (F -Test) Nivel Significancia Bajo I (0) Alto I (1) Al 5% 2.86 4.01 Al 10% 2.45 3.52 Conclusión: cointegrada ____________________________________________
En el cuadro No 8 se puede apreciar, en el panel A la parte dinámica de la ecuación y en el panel B la ecuación de largo plazo con los coeficientes normalizados. En el cuadro No 9 se presenta el TEST de Pesaran, que indica la existencia de cointegración. La ecuación está bien comportada, no tiene autocorrelación, heteroscedasticidad, bien especificada y sobre todo tiene estabilidad estructural medido por el estadístico Cusum al Cuadrado y Cusum, ver gráfico No 17 y 18.
30
TESTE TESTS DE DE ESTABILIDAD ESTABILIDAD CUSUM CUSUM DE DE LA LA ECUACIÓN ECUACIÓN DE DE DOLARIZACIÓN(LDOL), (LDOL),ESTIMADA ESTIMADAPOR POREL ELMÉTODO MÉTODO DOLARIZACIÓN DEARDL PESARAN ARDL DE PESARAN (6, 7, 6, 7) (6, 7, 6, 7) PERÚ: 1992 - 2011)PERÚ: 1992 - 2011
TEST DE ESTABILIDAD ESTRUCTURAL DE LA ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN (LDOL), E STIMADA POR EL MÉ TODO DE P ESARAN, ARDL (6, 7, 6, 7) PERÚ: 1992 - 2011
40
1.2
30
1.0
20
0.8
10
0.6
0
0.4
-10 -20
0.2
-30
0.0
-40 1998
2000
2002
CUSUM
2004
2006
2008
-0.2
2010
1998
5% Significance
2000
2002
2004
CU SUM of Squ are s
GRÁFICO No 17
2006
2008
2010
5% S ign ifi canc e
GRÁFICO No 18
Obj144 Obj143 Obj142
Los resultados arrojan la predominancia del PBI sobre el coeficiente de dolarización, un 1% de aumento del PBI, la dolarización baja en 0.84%. Por otro lado también es importante el tipo de cambio, pero su impacto sobre el coeficiente de dolarización ahora es menor, que en las ecuaciones estimadas líneas arriba, es decir que frente a una disminución del tipo de cambio (LTCV) en 1% la dolarización baja en 0.45%. Por otro lado, el coeficiente de movimiento de capital entre soles y dólares, por tasas de interés en moneda doméstica () menos la tasa de interés en moneda extranjera , aumentada por la tasa de devaluación esperada (e*) del tipo de cambio, ; para la tasa doméstica se utilizó la tasa de interés pasiva del sistema bancario y de igual modo para la tasa de interés en moneda extranjera, la tasa de devaluación esperada se tomo como equivalente al tipo de cambio spot. Su parámetro de 0.091 resultó pequeño en una ecuación de largo plazo. Por otro lado, extrayendo los errores de la ecuación 31
de largo plazo y formulando la ecuación dinámica de corto plazo y estimando por mínimos cuadrados ordinarios, se halló que el coeficiente de corrección de errores es res3= -0.19 (-10.5) el valor del estadístico t entre paréntesis, que resultó significativa, es decir el 19% de error se corrige cada mes, la ecuación estimada es estable y no tiene complicaciones econométricas estándar. También es necesario efectuar la estimación con la metodología de Johansen para determinar la existencia de cointegración, dado que todas las variables involucradas tienen raíces unitarias y utilizando Aikaike que indica 7 rezagos para las variables, la ecuación resultante se puede apreciar en el cuadro No 10.
CUADRO No 10 Ecuación de Dolarización (LDOL) con metodología de Johansen Ecuación de Largo Plazo: Perú 1992 - 2011 _____________________________________________________________________ LDOL C LTCV LPBI DIF1 EC 9.58 0.453 -0.842 -0.098 -0.19 (49.4) (17.4) (33.6) (-3.7) (-17.0) Chi2 (1 gl) 0.26 3.54 3.22 Prob. (0.60) (0.059) (0.072) _____________________________________________________________________ Los resultados son prácticamente los mismos del cuadro No 9 y el error de corrección (EC) resultó en -0.19 es decir que la corrección total se realiza en un promedio de 5 meses, este valor es el mismo que el hallado por mínimos cuadrados ordinarios que se estimó de la ecuación dinámica. Esta ecuación presenta exogeneidad débil medido por el estadístico Chi2, lo que es posible leer e interpretar los parámetros. Luego en el gráfico No 19 se puede apreciar la relación entre el crecimiento del PBI (LPBI12) la tasa de devaluación del tipo de cambio nominal (LTCV12) y el coeficiente de dolarización (LDOL12), como se mencionó anteriormente existe una relación estrecha relación entre los dos últimos.
32
RELACIÓN ENTRE LAS TASAS DE CRECIMIENTO DEL COEFICIENTE DE DOLARIZACIÓN (LDOL12) CON EL TIPO DE CAMBIO NOMINAL (LTCV) Y EL PRODUCTO BRUTO INTERNO (PBI12). PE RÚ: 1992.01 - 2011.06 5 4 3 .4
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GRÁFICO No 19
El crecimiento del PBI se manifiesta de manera inversa con el coeficiente de dolarización y la tasa de devaluación del tipo de cambio, para todo el periodo, es decir que mantener una tasa de crecimiento sostenida nos estaría llevando a una desdolarización pero también a una apreciación del tipo de cambio, el mayor crecimiento nos lleva a un aumento de la elasticidad producto de la demanda de dinero, como vamos a ver posteriormente, esta elasticidad sería mayor que dos, justamente corresponde aquellos países que crecen mucho. El Perú en los últimos cuatro años con la excepción del año 2009 ha estado entre los cinco países del mundo que más crece y por lo tanto la demanda de dinero también, y si utilizamos el enfoque monetario del tipo de cambio nos estaría llevando a una apreciación continua de este, de ahí que el BCRP permanentemente a estado comprado dólares americanos para 33
evitar una caída sostenida del tipo de cambio tal como ocurre en Brasil, esta política de mantener un tipo de cambio “depreciado” favorece el crecimiento de nuestras exportaciones, ya que el modelo peruano es pro exportador, de ahí que la firma de tratados de libre comercio no sean un obstáculo para nuestros exportadores. IV.2.- LA DOLARIZACIÓN Y LOS FACTORES DE RED E HISTÉRESIS. Cuando las economías se dolarizan por efectos de políticas económicas mal diseñadas y que han producido fuertes déficit fiscales y de balanza de pagos, altas tasas de inflación y devaluación del tipo de cambio, entonces están sujetas a que los agentes económicos reemplacen al dinero “malo” por uno “bueno”, pero después que se termina la inflación, y los desequilibrios macroeconómicos, la dolarización persiste, de ahí que surge este fenómeno llamado “la histéresis de la dolarización”, se explica por el temor de los agentes económicos a la repetición de un evento traumático ocurrido en el pasado, en el año 1990 la inflación en el Perú llegó 7,600% (hiperinflación, devaluación abrupta), aspecto conocido como el “efecto del legado pasado”. La histéresis viene acompañada por otro fenómeno que se relaciona con la función medio de pago del dinero, que se incrementa está en la medida en que otros agentes económicos usan similar medio de pago, dólares por ejemplo. Por lo tanto, si una economía se dolariza en respuesta a un evento como los señalados anteriormente, la capacidad medio de pago de la moneda nacional disminuye, la de la moneda extranjera aumenta y los incentivos para revertir, este fenómeno se conoce como “externalidades de red”. Luego la generación de redes como externalidades positivas entre los agentes que usan determinada moneda (dólares), sus beneficios se incrementan, si más agentes ingresan en la red esto hace que persista un alto grado de dolarización incluso después de que se haya establecido un programa de estabilización la red continúa y por tanto la dolarización. Una explicación relacionada también con las “externalidades de red” es la proporcionada por Guidotti y Rodríguez (1992) y Uribe (1994), quienes sostienen que el cambio de moneda local a moneda extranjera a raíz de la alta inflación es costoso, y ocurre lentamente en el tiempo. Como resultado, existe una banda para el diferencial de inflación encima de la cual la dolarización continúa desarrollándose aunque la inflación caiga, debido a que los beneficios de volver a la moneda local (por la baja de la inflación) no compensarían los costos, lo que permite que el país siga dolarizado de ahí que la “histéresis” continúa. También Este fenómeno de “histéresis”, ha sido ampliamente estudiado por Kamin S. B. y Ericsson N. R. (1993), Mongardini and 34
Mueller (1999), Mueller (1994), Calvo (1996), Savastano (1996). Para la presenta investigación se tratará de verificar si existe las “externalidades de red”, para ello utilizaré una variable adicional proxi que me permita captar este problema, para ello se ha elegido el coeficiente de dolarización del crédito, LDOLCR medido de la siguiente manera:
Obj145
Esta variable me permite verificar si la extensión de los créditos en dólares por la entidades financieras, también influyen en una segunda vuelta en una extensión adicional sobre los depósitos también en dólares, lo que estaría indicando que las externalidades de red ser “perpetuán”, luego mayores créditos mayores depósitos, de ahí que el signo que se debería esperar es positivo y su parámetro muy cercano a uno o mayor que uno. En caso que el parámetro sea muy cercano a cero o negativo, nos indicaría que no necesariamente los negocios se están haciendo en su totalidad en dólares, ya que parte o gran parte de estos se estarían convirtiendo o filtrando a la moneda doméstica, lo que implica la existencia de un proceso de desdolarización e eliminación de las redes. Cabe hacer notar que si el crecimiento de la economía continúa, la desdolarización vendrá, el PBI también nos daría información sobre cómo se está financiando la actividad económica global, al parecer con los resultados que tenemos del modelo general nos indican que cada vez se hacen más en soles, es decir que estaríamos en una franca desdolarización (ceteris Paribus) ver gráficos Nos 6 y 7. Para verificar la persistencia de la desdolarización, tomaré como referencia el efecto Ratched, que se aplicará a la ecuación general, los resultados de estos parámetros que involucran este efecto nos medirá la persistencia o no del impacto, en este caso se tomará la persistencia en la variable de dolarización del crédito (RATCHCR) y del PBI (RATCHLPBI), es decir los valores de estas series van a tomar el valor de uno si la observación de la serie es mayor o igual que su media y cero en otro lugar. Antes de efectuar la estimación se verificó la existencia de raíces unitarias de las variables, comprobándose que tienen. El método de estimación de cointegración fue el de Johansen para el periodo 1992 – 2011 (Ver ecuación 15). Los resultados de la ecuación que mide tanto los efectos de red (LDOLCR) como la persistencia (RATCHLPBI, RATCHCR) es la siguiente.
35
Obj146
15)
Se halló un vector de cointegración, siendo los valores del TRACE Statistic de 316.2 y el valor crítico al 5% es de 134.6; el estadístico Max-Eigen es de 164.3 y el valor crítico es 47.07 al 5%. Nuevamente la variable que más influye en la desdolarización es el LPBI, luego para verificar su persistencia en la desdolarización se utilizo la variable RATCHLPBI, que es el efecto Ratched de esta variable, su significancia medido por el estadístico t=4.7 es la más importante de los regresores, entonces se confirma con el signo negativo, que el crecimiento del PBI tiene efectos permanentes sobre la desdolarización. Por otro lado la variable, coeficiente de dolarización de los créditos, variable proxi (LDOLCR) que mide los efectos de red nos dice que frente a un incremento del 1% en éste coeficiente provoca un aumento de 0.4% en el coeficiente de dolarización, no todo el aumento de los créditos en dólares aumentan la liquidez (DEPÓSITOS) en dólares de los bancos y financieras, solamente hasta el 0.4%, se entiende que el saldo podría filtrarse a la moneda doméstica, vía pagos que efectúan las empresas para cubrir costos operativos, impuestos y salarios. Por otro lado si verificamos la persistencia a través del efecto Ratched con la variable RATCHCR comprobamos que el signo es negativo, lo que implica que el coeficiente de dolarización de créditos no afecta a una mayor dolarización, al contrario estaría afectando a una desdolarización. De igual manera el otro efecto Ratchet o persistencia a través del PBI (RATCHLPBI), indica que el crecimiento de PBI desdolariza la economía, de ahí que salió con signo negativo. La ecuación estimada posee exogeneidad débil en sus regresores medidos por el estadístico chi2, ya que los valores resultantes son menores al valor en tablas de 3.84 al 95% de confianza, no tiene autocorrelación ni heteroscedasticidad. Luego, la ecuación asegura estadísticamente que para desdolarizar es bueno seguir generando crecimiento económico, y que las redes que pudieran ampliarse vía incrementos de los créditos en dólares no es concluyente para ampliar la dolarización (LDOL), al contrario existiría mucha filtración hacia la moneda doméstica, de ahí que el efecto Ratched 36
salga con el signo cambiado es decir, que los mayores créditos en dólares menor dolarización de depósitos. Por otro lado una mayor apreciación del tipo de cambio (LTCV) puede ayudar a la desdolarización, pero esta política obligaría al gobierno a generar un mayor aumento de la productividad, para que las exportaciones no se vean afectadas por menor rentabilidad al caer el tipo de cambio real. Pero también si el BCRP se empecina en mantener un tipo de cambio “alto”, para promocionar exportaciones, su costo sería un mayor coeficiente de dolarización. IV.3.- LA DOLARIZACIÓN DE CRÉDITOS Y LOS EFECTOS DE RED Y RATCHED. Sin embargo sería bueno verificar cómo cambia los resultados si se estima la ecuación de dolarización de créditos (LDOLCR) como variable endógena, y verificar
los
cambios en los efectos de red y Ratched o persistencia. Dado que la ecuación se ha cambiado, sería conveniente ajustarla, para ello se reemplazará la variable DIF1 por la tasa de interés activa en soles del sistema bancario (LTAMN), ya que los créditos no dependen de las tasas pasivas de interés como se expresó anteriormente; adicionalmente el coeficiente de dolarización de créditos (LDOLCR) se la reemplazará por el coeficiente de dolarización (LDOL), de tal modo de verificar nuevamente los efectos de red e histéresis o persistencia de esta variable sobre la dolarización de créditos, ya que se supone que una mayor dolarización de la liquidez (como fuente, depósitos) debería de traducirse en una mayor dolarización de los créditos (como uso), el parámetro debería de ser positivo, cercano a uno o mayor que uno, para verificar la existencia de RED y con el efecto ratched verificar la persistencia o histéresis de la dolarización (RATCHCR), variable que se mide con valor uno cuando la observación está arriba de la media de la serie y cero en otro lugar; éste parámetro debería ser también positivo, si coeficiente es negativo en ambas, se comprueba la desdolarización permanente de los créditos en dólares. El resto de las variables permanecen, ya que nos permitirá cotejarla con la ecuación 15). La estimación se efectúa para el periodo 1992 – 2011 con observaciones mensuales (Ver ecuación 16). Antes de presentar la ecuación se verificó la existencia de raíz unitaria de la variable LTAMN, situación que se comprueba. La estimación se hace por el método de Johansen, para verificar la cointegración. Los resultados son los siguientes.
Obj147
16) 37
Nuevamente se puede ver la relación inversa entre el LPBI con el coeficiente de dolarización de crédito LDOLCR, lo que indica que a mayor crecimiento económico más desdolarización, por otro lado con el efecto ratched medido por la variable RATCHLPBI se puede constatar a través del signo negativo la reversibilidad de la dolarización de créditos, (ceteris paribus), es decir que no paremos de crecer, si esto último no ocurriera, la caída en el LPBI aumentará la dolarización tanto de créditos como de liquidez y depósitos en los bancos también. Este hecho sorprendente de la reversibilidad por él crecimiento, se debería a los fundamentos macroeconómicos bien gestionados, la estabilidad, los buenos retornos por exportaciones. También el efecto del coeficiente de dolarización LDOL que mide la existencia de redes (variable proxi), resultó negativo lo que expresa una vez más que 1% de incremento en LDOL el coeficiente de dolarización de créditos LDOLCR cae en 0.4%, es decir que las redes estarían en disminuyendo, es más el efecto ratched de esta variable RATCHDOL, también resultó con el signo negativo, lo que implica la reversibilidad de la dolarización de los créditos. También si se produce un incremento en las tasas activas de interés (LTAMN) en soles aumenta la dolarización, ya que los agentes económicos acudirán a financiarse en dólares, (ceterís paribus). La ecuación no tiene autocorrelación ni heteroscedasticidad. Nuevamente el efecto del tipo de cambio LTCV resultó positivo, es decir que si se deprecia el nuevo sol, la dolarización de créditos aumenta, pero a partir del año 2001 hacia adelante el tipo de cambio comienza a apreciarse y con ello la economía empieza a desdolarizarse. En el gráfico No 6 y 7 se puede ver dos etapas bien marcadas, la primera de dolarización y la segunda de desdolarización, luego se puede inferir si la economía crece fuerte al ritmo que los últimos años lo hace, la demanda de dinero doméstico aumentará también, ceteris paribus (elasticidad ingreso de la demanda de dinero es mayor a 2), ello provocará apreciación del tipo de cambio, si el gobierno apresura generar competitividad, mantiene estabilidad, la producción aumentará más y también el comercio exterior, y con ello más apreciación y por tanto más desdolarización. Las épocas, de riesgo e incertidumbre, bajo crecimiento, altas tasas de devaluación del tipo de cambio, favorecen la dolarización, lo recomendable es generar confianza y mantener los fundamentos macroeconómicos bien gestionados, los desequilibrios sociales atendidos. También los shocks externos pueden generar aumentos del tipo de cambio y con ello alzas de la dolarización. La tendencia de la producción de la economía es aumentar, las nuevas inversiones pendientes en minería especialmente y en otros sectores según las proyecciones del BCRP para el año 2011 – 2013 son de U.S. $ 42,000 millones de dólares, lo que implica más apreciación del tipo de cambio y 38
por tanto menos dolarización. No olvidemos que la desdolarización se logra pausadamente hasta que el “efecto del legado pasado” vaya perdiéndose en las mentes de los agentes económicos. IV.4.- LA DOLARIZACIÓN Y LA ESTABILIDAD DE LA DEMANDA DE DINERO PARA TRANSACCIONES. En la parte introductoria se manifestó la posibilidad de que la demanda de dinero sea inestable por el hecho de la existencia de la dolarización, si esto fuera cierto es probable que el manejo de la política monetaria se le complique al BCRP. Si el ancla que se diseña para la economía son los agregados monetarios, la situación se complica más, pero si es el esquema de metas inflacionarias, “no importa mucho”, pero dados los acontecimientos de los últimos años, es mejor utilizar los dos, es decir algo parecido al esquema de “los dos pilares”, y para ello el BCRP necesitará inyectar el dinero que los agentes económicos desean y reconocer el hecho que la inflación no es necesariamente un fenómeno real (Curva de Phillips) sino también monetario, y para ello es necesario controlar el dinero, el BCRP lo ha efectuado permanentemente vía operaciones de esterilización, es decir en la medida que por motivos de de compras en exceso de dólares y la correspondiente inyección de soles , estos fueron retirados con ventas de activos del BCRP, también se ha usado las tasas de encaje para regular la cantidad de dinero. Cabe manifestar también el control de reservas y liquidez de los bancos es diario de parte del BCRP mediante subastas. Entonces si es necesario controlar el dinero también, entonces es necesario conocer la demanda de dinero y sobre todo que esta sea estable de las variables que lo determinan. Pero como estamos empeñados de que la dolarización es un motivo para que esta sea inestable, entonces trataré de probar si esta función es inestable cuando se introduce esta nueva variable (LDOL) como determinante. Dado que tenemos una economía que funciona con dos dineros es decir que existe dolarización, el tipo de cambio (LTCV) será una variable determinante para medir el grado de sustitución monetaria, y por otro lado la variable de escala será el nivel de producción agregada de la economía (LPBI) y como costo alternativo adicionalmente será las tasas de interés de ahorro en moneda nacional (LHAMN). Luego la ecuación de demanda de dinero de largo plazo quedará especificada como:
Obj148
39
17) Para efectuar la estimación de esta ecuación 17) será necesario conocer la existencia de raíz unitaria en la variable LAHMN, y estacionaria en primeras diferencias, situación que se cumple holgadamente La especificación de la ecuación para su estimación por el método de Pesaran et. al. (2001) que incluye los resultados no normalizados de la demanda de dinero a largo plazo y los resultados de la parte dinámica quedará especificada del siguiente modo:
Obj149
18)
Los resultados se presentan en el cuadro No 11; en la columna (método Pesaran) se colocan los coeficientes normalizados de la ecuación 18) de la parte estimada a largo plazo, el orden de los retardos es ARDL (7, 7, 7, 7, 7) sugeridos por el criterio de Aikaike. Llama la atención la alta elasticidad producto (ingreso) de la demanda de dinero, prácticamente es el mismo 2.17 y 2.18 para ambos métodos de estimación esto es a consecuencia de las altas tasas de crecimiento del Perú, que ayudan a desdolarizar la economía, Lahura, ob. cit. (2010) encuentra elasticidades también elevadas, para la definición de dinero M1 es de 2.39 pero en su ecuación no introduce el tipo de cambio, como medida de sustitución monetaria. Cabe manifestar que la utilización del método de mínimos cuadrados ordinarios para la estimación de esta ecuación resultó inestable, de igual modo el método de mínimos cuadrados en dos y tres etapas, pero la utilización de método de Pesaran et. al. e incluso el método de Phillips – Loretan no se encuentra inestabilidad, pese a que la economía peruana entre el periodo 2003 – 2008 el crecimiento del dinero M1 fue de cerca del 30% con una tasa de inflación muy baja del 2% de nivel internacional. La inflación no sube lo suficiente por el hecho mismo de la apreciación cambiaria, el uso de subsidio a los precios del petróleo, y un férreo control de algunos precios importantes de la canasta, del índice de precios al consumidor de Lima metropolitana, como ser el pollo y trigo. En algunos casos se permitió hacer desgravación arancelaria al maíz, trigo para amortiguar las presiones sobre la inflación, pero el control más importante se da en los 40
combustibles, los precios de la gasolina y petróleo se los introdujeron en una banda de precios.
CUADRO No 11 RESULTADOS DE ESTIMACIÓN DE DEMANDA DE DINERO LM1R DE LARGO PLAZO, CON DATOS MENSUALES: PERÚ 1992.09 - 2011.05 _____________________________________________________________________ Variable
Método Pesaran*
Método Johansen Exogeneidad Débil**
_____________________________________________________________________ Constante LPBI LAHMN LTCV LDOL
-8.95
-9.04
Chi2 (1 g. l.)
(-6.3)
(-12.0)
2.17
2.18
0.52
(9.1)
(33.6)
(0.42)
-0.01
-0.01
0.10
(2.3)
(-1.64)
(0.74)
-0.21
-0.17
0.01
(-4.0)
(-4.1)
(0.91)
-0.45
-0.46
0.47
(-4.4)
(-5.6)
(0.49)
_____________________________________________________________________ EC (Corrección Error)
-0.31 (-7.2)
* Los test correspondes a la ecuación estimada por el método de Pesaran et. al. (2001) R-squared: 0.88; Adjusted R-squared: 0.85; D-W : 2.04; Jarque-Bera: 5.15 (0.07); Ramsey RESET [1]: F-Statistic: 3.03 (0.08); Breusch-Godfrey LM test [2]: F-Statistic: 1.15 (0.31); Breusch-Godfrey LM test [12] F-Statistic: 1.68 (0.07); ARCH test [1]:F-Statistic: 0.31 (0.57); Harvey Test F: 0.75 (0.87); White Test F: 1.32 (0.13). ( ) refer. a la probabilidad. **La exogeneidad débil corresponde a la ecuación estimada por el método de Johansen. ____________________________________________________________________________
Obj150
Para verificar la existencia de cointegración por el método de Pesaran se especifica que , luego mediante un test F=32.02 se rechaza esta hipótesis, ya que resulta superior al valor crítico en tablas de la banda superior, por lo que la ecuación está cointegrada, ver cuadro No 12 CUADRO No 12 ___________________________________________ TEST F DE PESARAN et. al. (2001) ___________________________________________ F (LM1R/ LPBI, LAHMN, LTCV, LDOL) = 32.02 (0.000) ____________________________________________ Valores críticos de la Banda (F -Test) 41
Nivel Significancia Bajo I (0) Alto I (1) Al 5% 2.62 3.79 Al 10% 2.26 3.35 Conclusión: cointegrada ____________________________________________
La ecuación estimada por este método no tiene autocorrelación, heteroscedasticidad, tiene especificación y sobre todo presenta estabilidad estructural medido por el test Cusum al Cuadrado (gráfico No 20) y Cusum, (gráfico No 21). También se puedo verificar la estabilidad de los parámetros utilizando el test recursivo sobre cada uno, presentando un comportamiento uniforme con bandas que se acortan a medida que se incrementa el tamaño de la muestra, sin presentar quiebres que hagan sospechar desplazamientos en las variables, este hecho es signo de que también la ecuación presenta exogeneidad débil.
42
TEST DE ESTABILIDAD CUSUM DE LA ECUACIÓN DE DEMANDA DE DINERO, ESTIMADA POR EL MÉTODO DE PESARAN et. al. (2001) PER{U: 1992 - 2011 60 40 20 0 -20 -40 -60 96
98
00
02
04
CUSUM
06
08
10
5% Significance
TEST DE ESTABILIDAD ESTRUCTURAL CUSUM AL CUADRADO DE LA E CUACIÓN DE DEMANDA DE DINERO, ESTIMADA POR EL MÉTODO PESARAN. PERÚ: 1992 - 2011
GRÁFICO No 20
1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 1998
2000
2002
2004
CUS UM of Square s
2006
2008
2010
5 % S igni fi canc e
GRÁFICO No 21
43
Por lo visto en las diversas pruebas, la ecuación de demanda de dinero es estable de las variables que lo determinan, y sobre todo la incorporación de la variable LDOL no ha generado inestabilidad. La ecuación de demanda de dinero estimada por el método de Johansen, proporcionó una ecuación de cointegración, medido por el estadístico Trace= 342.4 siendo el valor crítico al 5% de 76.9 y por el estadístico Max Eigen= 269.9 y el valor crítico al 5% de 34.8; lo que resulta que existe cointegración entre las variables involucradas. Es más, se encontró exogeneidad débil de cada una de las variables exógenas (ver cuadro No 11) por lo que permite leer la ecuación. La alta elasticidad producto de la demanda de dinero, también es concordante con los resultados que encuentra Lahura (2010) cuyos valores para M0 es de 2.24; para M3 es de 2.52 aunque sostiene que las demandas serían inestables, a partir de 2003 cuando se utiliza la tasa de interés de referencia como instrumento de política monetaria. Lahura, sostiene:
“however when including a proxy variable for
“dollarization” money demand functions become stable in some cases. On the other hand, we find that only M3 can be useful to forecast inflation and thus it has a role in monetary policy as an information variable. In the case of narrower monetary aggregates, we find no clear evidence of whether they can be useful to forecast inflation, real or nominal output.” Si bien agregados monetarios pequeños no podrían utilizarse para proyecciones de inflación, pero admite que es posible usar M3; en el presente trabajo se ha demostrado que al introducir la variable LDOL es decir el coeficiente de dolarización en la demanda de dinero no ha provocado inestabilidad y también se ha usado una muestra más larga (1992.01 – 2011.05) que la usada por Lahura (1994 – 2006) y este tamaño de muestra también la ha dividida en dos sub muestras. Por otro lado el coeficiente de la sustitución monetaria medido por LTCV resultó ser moderado, es decir que frente a un incremento del 1% en el tipo de cambio la demanda de dinero real disminuye en 0.21% para el caso de la estimación modelo Pesaran, pero para la estimación por el método de Johansen es de 0.17%. Luego tal como menciona Lahura (2010), la presencia de la variable “Dolarización” ha hecho más estable la ecuación de demanda de dinero, lo que corrobora éste trabajo, que dicho sea de paso se ha usado una especificación más amplia de la ecuación al utilizar el tipo de cambio nominal y una muestra más amplia. Luego la dolarización en el Perú está retirada, por el crecimiento económico, la apreciación del tipo de cambio y
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crecimiento de la demanda de dinero doméstico, en un ambiente de estabilidad, por lo que no se impide el uso de agregados monetarios para hacer política monetaria. V.- CONCLUSIONES. El trabajo ha demostrado que no solo la variación del tipo de cambio es la causante de la dolarización, si bien en los primeros modelos existe una alta cointegración entre el coeficiente de dolarización (LDOL) con el tipo de cambio, también el coeficiente de dolarización de los créditos (LDOLCR) lo muestra, pero utilizando un modelo más completo (ecuación 13) se determina que el crecimiento de la economía es más importante. La explicación deviene en el hecho que este crecimiento ha logrado que la demanda de dinero doméstico aumente, dada la alta elasticidad ingreso (Producto) 2.17 y 2.18 provoquen esta situación, pero esta subida también va provocando la apreciación cambiaria, es decir cuánto más aumenta la demanda de dinero más cae el tipo de cambio, por lo que la economía tiende a desdolarizarse. Entonces existirían dos canales importante por la cual la economía se desdolariza, el primero es vía crecimiento y caída del tipo de cambio, y el segundo por el sector externo, es decir la depreciación del dólar en los mercados cambiarios por la abundancia de dinero (dólares). Por otro lado en la medida que el tipo de cambio vaya cayendo, el tipo de cambio real también puede bajar, esto podría afectar la rentabilidad de nuestras exportaciones, luego la respuesta obvia para los próximos años es aumentar la productividad, es decir efectuar políticas de Estado para mejorar la infraestructura nacional, carreteras, puertos, la educación, investigación en ciencia y tecnología, salud, las instituciones al servicio de la gente que desea hacer riqueza no obstaculizar, más tratados de libre comercio, capacitación especializada etc. Por otro lado, los resultados aportados por los efectos de red y de persistencia de la dolarización están extinguiéndose muy pausadamente, es decir, se demuestra que a más depósitos en dólares debería generar más o iguales en monto de créditos en dólares (efecto de red), pero la realidad indica que esto no ocurre, es decir los efectos de red y persistencia podría haber ocurrido en otros años, no se está dando ahora, los signos de los parámetros del efecto Ratchet son negativos. Es decir estamos en presencia de una desdolarización pausada, en la medida que siga existiendo estabilidad, buena gestión macroeconómica, buenas reservas internacionales, con menos riesgo país y sobre todo con crecimiento económico. La demanda de dinero es estable, aun en presencia de sustitución monetaria, entonces es posible utilizar en un caso extremo las metas monetarias, ya que anteriormente lo hicimos con éxito en el Perú en la década de los años noventa. 45
Luego, es posible predecir la demanda de dinero para saber cuánto de oferta de dinero poder introducir en la economía. Entonces la presencia de la dolarización no impide hacer política monetaria con agregados monetarios. XI.- BIBLIOGRAFÍA.
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