Semestre Economico Julio - Parte 6 (huaclla)

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´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DOLARIZACION, ´ ´ DE RED E HISTERISIS: CASO DEL PERU 1992 - 2011. Marcel Huaclla G´omez * Resumen Durante el u ´ltimo cuarto de siglo el Per´ u vive un proceso de sustituci´on monetaria y dolarizaci´on de su econom´ıa, se ha vivido con dos monedas, que ha provocado dificultad para efectuar la pol´ıtica monetaria, pero tambi´en han crecido las destrezas de Banco Central de Reserva del Per´ u para manejar el problema. La causa principal inicialmente se encontr´o en los desastrosos resultados de pol´ıticas econ´omicas fallidas, dentro de ellas la inflaci´on y en especial la depreciaci´on del tipo de cambio, pero en los u ´ltimos 10 a˜ nos la econom´ıa peruana ha ingresado en la senda del crecimiento econ´omico con una apreciaci´on cambiaria sin precedentes, que ha motivado un proceso de desdolarizaci´on paulatina. La presente investigaci´on demuestra que este problema en su desarrollo habr´ıa creado efectos de red y persistencia, pero que en la actualidad estar´ıan en disoluci´on, si contin´ uan las pol´ıticas pro crecimiento econ´omico, con estabilidad y bajo riesgo e incertidumbre, los resultados as´ı lo demuestran, es m´as, pese a la existencia de la dolarizaci´on la demanda de dinero para transacciones es estable, lo que resulta que ser´ıa posible utilizar agregados monetarios reducidos como M1 para hacer pol´ıtica monetaria. Pero la apreciaci´on cambiaria que aparece, est´a presionando al gobierno para que se aumente la productividad a fin de que se compense la ca´ıda en el tipo de cambio real en especial. Palabras clave: Sustituci´ on monetaria, efecto Ratched, dolarizaci´ on, demanda de dinero, modelo ARDL * M.Sc. en Econom´ıa, Universidad de Chile. Profesor Asociado de la Facultad de Ingenier´ıa Econ´omica, Universidad Nacional del Altiplano, Per´ u. 108 ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 109 DOLARIZACION, CASO DEL PERU 1. Introducci´ on La sustituci´on monetaria en el Per´ u se instaur´o hace mas de 30 a˜ nos, desde el manejo irresponsable de las pol´ıticas macroecon´omicas que aplicaron los sucesivos gobiernos especialmente en los a˜ nos ochenta. Pasado el gobierno de A. Fujimori de la d´ecada de los a˜ nos noventa que hizo las reformas estructurales que aconsejaba el Consenso de Washington, baj´o la inflaci´on de 7600 % en 1990 al 1.8 % en el a˜ no 2000 tasa de inflaci´on inferior a la mundial, pero sin embargo la dolarizaci´on y la sustituci´on monetaria no se acabaron e incluso lleg´o con mayor fuerza en algunos a˜ nos de mayor incertidumbre y riesgo como en la crisis Rusa de 1998; tambi´en con la presencia del Sr. Humala como candidato a la presidencia en el a˜ no 2006; y la crisis financiera internacional que a´ un no termina desde el a˜ no 2008-2009. La existencia de la dolarizaci´on como concepto amplio y la sustituci´on monetaria en particular, en la que se sustituye la funci´on de medio de pago de la moneda dom´estica por el d´olar de Estados Unidos, hace m´as vol´atil el tipo de cambio en la medida que el pa´ıs est´e sujeto a shocks internos o externos, ya que el tipo de cambio cumple el papel de absorvedor de shocks. Tambi´en al ser ´este m´as vol´atil, el traspaso de los cambios en esta variable a los precios es m´as grande, lo que dificultar´ıa utilizar el esquema de metas de inflaci´on. Por otro lado, en una econom´ıa dolarizada, usar la tasa de inter´es de pol´ıtica, (Regla de Taylor) para estabilizar la econom´ıa se dificulta, ya que su impacto en la demanda agregada podr´ıa ser d´ebil, 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 inflaci´on y del producto que est´an en la regla de Taylor y su control v´ıa tasa de inter´es de pol´ıtica se le complica al banco central bajo presencia de dolarizaci´on, (Battini, Levine y Pearlman 2007). Tambi´en hay que tomar en cuenta que la dolarizaci´on afecta a los gobiernos para obtener ingresos por se˜ noreaje. Cabe manifestar que la dolarizaci´on y la sustituci´on monetaria pueden causar aumentos de la econom´ıa informal, ya que al hacerse transacciones en otra moneda se puede esconder la evasi´on de impuestos de parte los agentes econ´omicos. Por u ´ltimo la presencia de la sustituci´on monetaria podr´ıa restar credibilidad al BCRP en la medida que sus proyecciones no puedan ser cumplidas al utilizar el esquema de metas de inflaci´on. Tanzi y Blejer (1982) dan la pauta de como los gobiernos a trav´es de los d´eficit gubernamentales financiados con emisi´on monetaria han generado inflaci´on y han forzado a los agentes econ´omicos a cambiar sus expectativas de inflaci´on y con ello han reducido sus demandas de saldos monetarios dom´esticos y elevaron la demanda de saldos monetarios en moneda extranjera. Pero cuando la inflaci´on baj´o, la dolarizaci´on se mantuvo elevada generado una resistencia de volver a la situaci´on anterior, dando una sensaci´on de hist´eresis y persistencia. El Per´ u no ha sido la excepci´on en el mundo, ya que su primer empuje hacia la dolarizaci´on se da desde los inicios de la d´ecada de los a˜ nos ochenta cuando el problema de deuda externa en el Per´ u y Am´erica Latina era acuciante y es m´as, el crecimiento excesivo del Estado por empresas p´ ublicas y dependencia burocr´aticas que hizo dif´ıcil su financiamiento y se tuvo que recurrir a la emisi´on de dinero y a la devaluaci´on del tipo de cambio y con ello la dolarizaci´on y sustituci´on monetaria se incrementaron sustancialmente. Entonces el problema de la dolarizaci´on y sustituci´on monetaria le complica al Banco Central de Reserva del Per´ u (BCRP) hacer pol´ıtica monetaria al tener la econom´ıa dos dineros, en una econom´ıa abierta y peque˜ na, al ser uno de ellos producido en otro pa´ıs. La variable que relaciona a estos dineros es el tipo de cambio, y es ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 110 DOLARIZACION, CASO DEL PERU precisamente esta variable la que captura los problemas de nuestro pa´ıs y del exterior y con ello nos lleva a ser m´as o menos dolarizados, con m´as o menos riesgo. Luego si deseamos saber c´omo afecta la dolarizaci´on y la sustituci´on monetaria en particular a la pol´ıtica monetaria es verificar c´omo impacta al mercado del dinero, y por tanto a la demanda de dinero, ya que supuestamente esta ser´ıa inestable por la presencia de este problema. Por otro lado la dolarizaci´on al parecer vino para quedarse, pese a que se derrot´o a la inflaci´on, pero en esta u ´ltima d´ecada comenz´o un proceso de desdolarizaci´on, en la medida que el pa´ıs tomo el rumbo del crecimiento econ´omico, y se gener´o una apreciaci´on cambiaria severa que nunca antes se tuvo, entonces la hist´eresis la persistencia y los efectos de red de este fen´omeno entraron en retirada y que es lo que se encargar´a de verifica este trabajo, para ello se utilizar´a el efecto Ratched o de persistencia para comprobar si estamos precisamente en el rumbo de la desdolarizaci´on. Pero antes se verificar´a cu´ales son los determinantes de la dolarizaci´on, que al perecer ser´ıa el tipo de cambio que se analizar´a en una primera aproximaci´on para pasar luego a medir el impacto de otras variables en la dolarizaci´on y en la dolarizaci´on de los cr´editos. Posteriormente se verificar´a el impacto de la dolarizaci´on sobre la estabilidad de la demanda de dinero. La investigaci´on abordar´a en la parte II, los antecedentes de la dolarizaci´on y sustituci´on monetaria, en la parte III se verificar´a el marco te´orico, en la IV se tendr´a los resultados y discusi´on, y la parte V las conclusiones. 2. Antecedentes Los estudios sobre sustituci´on monetaria en el Per´ u de la d´ecada de los noventa vienen desde el trabajo de Rojas-Suarez (1992), que abarca el periodo 1978:1-1985:6, demuestra que el coeficiente de sustituci´on monetaria (m1-f) donde m1 es dinero dom´estico y f son los dep´ositos en d´olares en los bancos del Per´ u, dependen fundamentalmente de las expectativas de devaluaci´on del tipo de cambio. Posteriormente el trabajo de Elmer Cuba y F. Herrera (1995), a trav´es de la estimaci´on de una funci´on de demanda de dinero para la definici´on de dinero M1 encuentran que la tasa de inter´es pasiva en moneda extranjera es muy importante en esta funci´on y su par´ametro result´o en -6.35 m´as significativa que la variable de escala, que fue 0.66 inferior a la unidad; la ecuaci´on es estable, se rechaza la exogeneidad fuerte; la ecuaci´on de cointegraci´on se estima por el m´etodo de Engle y Granger (1987). El otro trabajo de demanda de dinero es el de Zen´on Quispe (1997) encuentra inestabilidad de la funci´on en el mes de julio de 1994 y la explicaci´on fue: Este quiebre ser´ıa consecuencia del proceso de remonetizaci´on de la econom´ıa que se habr´ıa profundizado durante 1994.., la sustituci´on monetaria la introduce v´ıa tipo de cambio pero result´o en ecuaciones inestables, por lo que termina estimando la demanda de dinero por circulante M0 y M1 en funci´on de la tasa de inter´es pasiva en moneda nacional y el PBI como variable de escala. La demanda por circulante o por billetes y monedas result´o ser la m´as estable, despu´es de corregir la inestabilidad con variables dummy, la elasticidad ingreso result´o ser muy peque˜ na 0.31 y la elasticidad costo de -0.52; no presenta pruebas de autocorrelaci´on, heterocedasticidad, especificaci´on, normalidad, solamente trabaja con el test cusum al cuadrado para analizar la estabilidad. El otro trabajo m´as reciente es el de Zen´on Quispe (2006) que estima para varias definiciones de dinero, e introduce como variables explicativas adicionales los coeficientes de dolarizaci´on y monetizaci´on, la elasticidad ingreso para M0 es 0.50 y 1.12 para M1 y las elasticidades costo, ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 111 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 1: Relaci´on entre tipo de cambio y dolarizaci´on medido por la tasa de inter´es 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 econom´etricas est´andar y de estabilidad. Luego de la revisi´on de la literatura sobre demanda de dinero en el Per´ u no ha existido recientemente un estudio que involucre al tipo de cambio, como determinante de la sustituci´on monetaria, por lo que la verificaci´on de su impacto sobre esta ser´a el aporte de ´este trabajo, y adicionalmente verificar si esta es estable o no. Recientemente Armas et. al. (2001), dicen que es m´as importante la dolarizaci´on de activos; Mor´on y Castro (2004) estiman modelos de sustituci´on de activos; Garc´ıa-Escribano (2011) estimando en un modelo VAR con seis variables y utilizando multiplicadores din´amicos acumulados encuentra que la econom´ıa peruana estar´ıa experimentando con ´exito una desdolarizaci´on financiera impulsado por factores de mercado, gracias a la estabilidad macroecon´omica, menor riesgo cambiario, desarrollo del mercado de capitales, su enfoque est´a orientado a verificar la reducci´on de la desdolarizaci´on del cr´edito comercial, los dep´ositos a plazo y de ahorro. Tambi´en cabe mencionar el trabajo de E. Lahura (2010) encuentra inestabilidad en las demandas de dinero reducidas M0, M1, y M2 solamente la definici´on de dinero M3 ser´ıa recomendable para efectuar proyecciones de inflaci´on, por lo que se puede usar para hacer pol´ıtica monetaria. En el resto del mundo existen numerosos trabajos, en donde la sustituci´on monetaria es determinada a trav´es de esta funci´on, 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 Rep´ ublica Checa; L. Kom´arek y M. Melrck´ y (2001), para Turquia; Irfan Civcir (2003), para China; Aar´on 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 trav´es de esta variable se mide el impacto de la sustituci´on monetaria. Existen otros trabajos tambi´en que miden la sustituci´on monetaria v´ıa coeficiente de dolarizaci´on (m-f), el sustento te´orico de estos ser´ıa el modelo de portfolio que incluye normalmente a cuatro activos ver W. Branson y D. Henderson (1985), y otros que siguen a lo sugerido por M. Miles (1978) que muestra la sustituci´on ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 112 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 2: Relaci´on entre tipo de cambio, dolarizaci´on y crecimiento del dinero v´ıa una elasticidad de sustituci´on constante. Tambi´en en la literatura existen modelos cash in-advance o modelos de efectivo por adelantado, un buen trabajo en esta direcci´on 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 ir´an disminuyendo conforme se van realizando m´as transacciones es decir se va adquiriendo experiencia, este modelo puede demostrar la existencia de hist´eresis, es decir, no poder llegar a la situaci´on anterior es decir desdolarizar ya que se habr´an construido externalities-network, una vez instalada una red de trabajo en moneda extranjera, resulta costoso para estos agentes econ´omicos 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 tambi´en lo utilizar´a. Los modelos de hist´eresis son adecuados para estudiar la sustituci´on de monedas, ya que se focalizan en el an´alisis de la tenencia de dinero extranjero con fines transaccionales. Tambi´en, Lebre de Freitas(2003) encuentra la existencia de hist´eresis en Bolivia, Turqu´ıa e Indonesia, utilizando el efecto Ratched; otro trabajo que mide este problema de hist´eresis es el de Esquivel (2008), trabajando con el coeficiente de dolarizaci´on del cr´edito en moneda extranjera con respecto al cr´edito en moneda nacional encuentra utilizando variables proxies para medir las externalidades de red estad´ısticamente significativos, esta es medida a trav´es del ratio de dep´ositos de moneda extranjera en t´erminos de dep´ositos en moneda nacional, y tambi´en utiliza la credibilidad como un variable que puede generar desdolarizaci´on en el cr´edito. Por otro lado, examinando el proceso de sustituci´on monetaria en el Per´ u a trav´es el comportamiento del dinero (LM1), circulante m´as dep´ositos a la vista, con el ratio de dolarizaci´on (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 t´ıpico de sustituci´on monetaria. En la figura No 01 se puede apreciar la sustituci´on monetaria en tasas de crecimiento con respecto al a˜ no anterior. Dado que el tipo de cambio nominal (LTCV12) tiene una relaci´on muy alta con el coeficiente ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 113 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 3: Relaci´on entre precios de las exportaciones, precios de las importaciones y t´erminos de intercambio de dolarizaci´on (LDOL12), el coeficiente de correlaci´on entre ambas es de 0.91, se cre´o una diferencia entre ellos (LDOL12 - LTCV12) que es muy estrecha, y se la relaciono con la liquidez en moneda dom´estica definida como M1 (LM112). El resultado es que ambas tienen una relaci´on inversa, ya que cuando sube el tipo de cambio, tambi´en aumenta la dolarizaci´on, pero a costa de una disminuci´on en la demanda de dinero dom´estico M1, esta relaci´on inversa se reproduce para todo el periodo, ver figura 1. En periodos de mayor sustituci´on monetaria se producen en los shocks que recibe la econom´ıa peruana, primero, la crisis mexicana, 1994; despu´es las crisis asi´atica, rusa y brasilera entre los a˜ nos 1997 - 1999 incluido el a˜ no 2000 a˜ no en que el gobierno de A. Fujimori renuncia por fax a la presidencia del Per´ u. Luego en la crisis financiera desde su incubaci´on hasta que revienta la burbuja financiera en septiembre del 2008; posteriormente contin´ ua un proceso de desdolarizaci´on a la fecha 2011. En la figura 2 se puede apreciar la relaci´on de estas tres variables. Luego las variaciones en el tipo de cambio nominal afectar´an a la demanda de dinero dom´estico, ya que cuando ´este aumenta los agentes econ´omicos se deshacen de los soles y adquieren d´olares, 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 m´as, nos dejar´ıa solamente con la opci´on de poder utilizar como ancla nominal de la econom´ıa al tipo de cambio nominal o la meta inflacionaria que hoy se utiliza. Por otro lado, en la crisis del 2008 y 2009; el Per´ u tuvo un fuerte impacto de la crisis internacional y el tipo de cambio como absorvedor de shock no pudo ayudar para paliar la ca´ıda del 9.8 % del crecimiento del producto en el a˜ no 2008 al 1.9 % en el a˜ no 2009, por m´as de que este se devalu´o llegando hasta S/. 3.26 nuevos soles por d´olar (IV trimestre del 2008), y tambi´en se impidi´o que ´este se depreciara m´as, a fin de que la tasa de inflaci´on no se dispare m´as de la meta propuesta por el BCRP; esto se debi´o justamente por la dolarizaci´on de la econom´ıa, ya que la mayor devaluaci´on del tipo de cambio hubiera dolarizado m´as al pa´ıs y causado problemas a los agentes econ´omicos ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 114 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 4: Relaci´on entre el ratio de dolarizaci´on con el tipo de cambio endeudados en d´olares, pero que sus ingresos son en nuevos soles (Efecto Hoja de Balance), de ah´ı que el BCRP perdi´o cerca de US$ 6,000 millones de d´olares para contener la subida del tipo de cambio. Este hecho no ocurri´o en Chile donde el tipo de cambio subi´o todo lo que pudo, para cumplir con su papel de absorvedor de shocks. Es a partir del a˜ no 2000 hacia adelante, ocurre una ca´ıda casi sostenida del tipo de cambio y con ello cae el ratio de dolarizaci´on, en esta periodo tambi´en se registra las tasas de crecimiento sostenidas del PBI, por la coyuntura internacional favorable, ya que los t´erminos de intercambio mejoran sustancialmente, a partir del a˜ no 2003 y en casi sesenta a˜ nos no hab´ıa subido tanto estos t´erminos de intercambio, lo que genera una abundancia de liquidez en moneda extranjera producto de los mejores precios de nuestra exportaciones. En figura 3 se puede apreciar esta situaci´on. La mejora de los t´erminos de intercambio (TI), y sobre todo el aumento sustancialmente los precios de nuestras exportaciones (PX), mejor´o la posici´on de reservas internacionales del Per´ u, y tambi´en se comienza a pagar deuda externa que cae hasta 12 % PBI (deuda neta) en el a˜ no 2011. Pero la abundancia de d´olares y los mejores precios internacionales, y las mayores inversiones privadas extranjeras, provoca la apreciaci´on continua del tipo de cambio, y el BCRP tuvo que intervenir con rapidez a fin de evitar ca´ıdas sustanciales, y que provoque bajas tambi´en en el tipo de cambio real y con ello lesione las exportaciones y abarate las importaciones y perjudique la producci´on nacional que compite con las importaciones. Luego la mejora de los t´erminos de intercambio, crecimiento e inversi´on externa y la abundancia de liquidez internacional trajo consigo la apreciaci´on del tipo de cambio y con ello cae el ratio de dolarizaci´on, (ver figura 4). En ´este gr´afico resalta que despu´es de producida la crisis financiera internacional en septiembre del a˜ no 2008 se produce un rebote del tipo de cambio nominal (LTCV) que ven´ıa cayendo en forma sostenida, aumenta hasta 3.26 nuevos soles por d´olar en el mes de diciembre de ese a˜ no, en circunstancias que un mes antes del estallido de la crisis, el d´olar se cotizaba a un promedio de 2.80 nuevos soles por d´olar, esta subida del tipo de cambio hace aumentar tambi´en el coeficiente de dolarizaci´on. Pero el proceso de ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 115 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 5: Relaci´on entre el ratio de dolarizaci´on de cr´editos con el tipo de cambio nominal Figura 6: Relaci´on entre el tipo de cambio nominal, coeficientes de dolarizaci´on y cr´editos ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 116 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 7: Relaci´on entre los coeficientes de dolarizaci´on con LPBI, HPLPBI desdolarizaci´on en este periodo no solo es de la liquidez y dep´ositos sino tambi´en del cr´edito en d´olares que se mide de dos maneras, el primero, entre el cr´edito total en d´olares respecto del cr´edito total del sistema financiero (LDOLCR) y el segundo entre cr´edito total en d´olares entre el cr´edito total en soles (LDOLCR). El cr´edito tambi´en es influido por el comportamiento del tipo de cambio. En las figuras 5 y 6 se puede ver esta situaci´on. Entonces los agentes econ´omicos usan m´as cr´edito en d´olares cuando se aprecia el d´olar, y usan m´as cr´editos en soles cuando el nuevo sol se aprecia, ellos prefieren mantener su riqueza real constante, pero a su vez tambi´en tendr´an m´as cuidado al efecto hoja de balance. En la figura 6 se puede ver dos etapas bien marcadas, la primera de dolarizaci´on y la segunda de desdolarizaci´on. La primera etapa (1992 - 2001) es de estabilizaci´on, shocks externos, deuda externa, falta de crecimiento, alto riesgo pa´ıs, devaluaciones del tipo de cambio, como resultado m´as dolarizaci´on, en la segunda etapa (2002 - 2011) viene la estabilidad, con altas tasas de crecimiento, apreciaci´on cambiaria, grado de inversi´on, super´avit fiscal, bajo riesgo pa´ıs, entonces se produce la desdolarizaci´on que aun est´a en proceso. Uno de las variables que estar´ıa influenciando de manera decisiva en la desdolarizaci´on es el crecimiento fuerte que ha tenido la econom´ıa peruana en los u ´ltimos ocho a˜ nos, en la figura 7 se puede apreciar esta situaci´on, justamente cuando el Per´ u logra acceder a mayor (LPBI), la econom´ıa se desdolariza, se puede observar que desde el a˜ no 2002 hacia adelante el crecimiento se acelera y cae la dolarizaci´on de los cr´editos (LDOLCR) y de la liquidez (LDOL). Entre los a˜ nos 1997 - 2001 el crecimiento del Per´ u es muy bajo e incluso negativo en algunos a˜ nos (crisis asi´atica, rusa, brasilera y fen´omeno del ni˜ no), la dolarizaci´on se ampl´ıa. De igual modo entre los a˜ nos 1994 - 1995 la econom´ıa acelera su crecimiento se puede observar que la dolarizaci´on cae tanto de los cr´editos como de la liquidez. Indudablemente que el crecimiento del PBI est´a relacionado con la demanda de dinero dom´estica 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 pol´ıticas para desdolarizar es que el pa´ıs no reduzca el crec- ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 117 DOLARIZACION, CASO DEL PERU imiento, pero con estabilidad econ´omica, pol´ıtica y social. El mayor crecimiento econ´omico tambi´en provocar´a apreciaci´on cambiaria (ceteris paribus) y con ello desdolarizaci´on, pero la apreciaci´on empujar´a a mayor productividad y por tanto mayor crecimiento, ´este es un c´ırculo virtuoso para desdolarizar. Entonces veamos si apreciar el tipo de cambio es bueno para desdolarizar junto con el crecimiento econ´omico, para ello debemos observar primero el tipo de cambio solo, como variable causante de la dolarizaci´on, despu´es veremos los determinantes de la dolarizaci´on en un modelo m´as completo que incluya el crecimiento econ´omico, el efecto persistencia y si las redes est´a en extinci´on. 3. Marco Te´ orico Supuestamente el determinante del ratio o coeficiente de dolarizaci´on, es el tipo de cambio. El modelo que sustenta la primera parte est´a basado en los trabajos de Suarez-Rojas (1992), Reat Viset (2001), Calvo y Vegh (1990) y (1992). Se supone que en la econom´ıa 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 ? la tasa de cambio nominal. Se asume que el valor de los precios de los bienes transables es uno P ∗ = 1, de ah´ı que el tipo de cambio real quedar´a como: /P . Los agentes econ´omicos mantienen en sus carteras tanto dinero dom´estico como extranjero, y que ambos son sustitutos imperfectos. Los agentes maximizan la siguiente funci´on de utilidad:  V (Mt , Ft , Pt , t ) = m´ axEt Ut (CtH , CtT ) + βV (Mt+1 , Ft+1 , Pt+1 , t+1 ) (1) donde: CtH : Consumo de bienes no transables. CtT : Consumo de bienes transables. Mt : Stock de dinero dom´estico al inicio del per´ıodo t (Mt+1 + τt ) donde τ representa la transferencia de dinero dom´estico dado por el gobierno al inicio del per´ıodo t. Ft : Stock de dinero extranjero al inicio del per´ıodo t. βt : Tasa de descuento. Et : Operador de expectativas con informaci´on al per´ıodo t. La funci´on de utilidad se asume que es separable para los bienes y la funci´on es estrictamente c´oncava. Las utilidades marginales de los dos bienes son positivas y decrecientes. Los agentes econ´omicos enfrentan la siguiente restricci´on presupuestal:     1 t−1 Ft 1 + xt t Mt t Ft Mt + = C H + CtT + + (2) Yt + Pt−1 1 + πt Pt−1 1 + πt Pt Pt Pt donde: πt : Tasa de inflaci´on de los bienes no transables. xt : Tasa de variaci´on del tipo de cambio. Yt : Ingreso derivado de la producci´on de los bienes transable YtT y no tran-sable YtN luego, Yt = YtH + (t /Pt )YtT . ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 118 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Los agentes econ´omicos encaran la restricci´on de cash in-advance de la siguiente forma:   Mt t Ft t T T , (3) Ct + Ct ≤ l Pt Pt Pt Esta ecuaci´on sigue a Calvo y Vegh (1990) donde l(·) es una funci´on de producci´on de servicios de liquidez que se supone es homog´enea y lineal donde las productividades marginales son positivas y decrecientes. Se asume tambi´en que ∂lt /∂(F/P ) < 0 esta propiedad asegura que ambos dinero son sustitutos imperfectos. Luego maximizando 1) sujeto a 2) y 3) y denotando que λ es el multiplicador de Lagrange de la restricci´on de presupuesto y Ω es el multiplicador de Kuhn - Tucker de la restricci´on de cash in-advance. Las condiciones de primer orden se expresan en las siguientes ecuaciones. UH (·) = λt + Ωt t UT (·) = (λt +t ) Pt     Ωt 1 λt Mt+1 t+1 Ft+1 βEt + lM/P , =λ P Pt+1 Pt+1 Pt+1 P  t+1     t t+1 Mt+1 t+1 Ft+1 t βEt λt+1 + Ωt+1 ltF/p , = λt Pt+1 Pt+1 Pt+1 Pt (4) (5)  (6) (7) Las ecuaciones 4) y 5) denotan las tasas marginales de sustituci´on 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 λt /Pt para la moneda dom´estica y λt t /Pt para la extranjera. Dividiendo las ecuaciones 6) y 7) en estado estacionario y haciendo xt = πt se puede expresar lo siguiente: lM/P (M/P, F/P ) x =1+ lF/P (M/P, F/P ) 1−β (8) Puesto que la funci´on l(·) es homog´enea de grado uno, la ecuaci´on 8) se puede escribir como: M/P = f (x) F/P ) (9) El segundo caso expresar´ıa un modelo en tiempo continuo, donde f es una funci´on de saldos monetarios de la moneda dom´estica en t´erminos de la moneda extranjera y tasa de devaluaci´on del tipo de cambio. Para f 0 (x) < 0 nos indica que en una situaci´on de estado estacionario el ratio de mantener entre el dinero dom´estico y el extranjero est´a relacionado inversamente con la tasa de devaluaci´on del tipo de cambio. La ecuaci´on 9) puede ser estimada como lo expresa Rojas-Suarez (1992), de la siguiente manera: mt − ft = α + θE(et+1 − et ) + µt donde: mt : Stock de dinero dom´estico. (10) ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 119 DOLARIZACION, CASO DEL PERU ft : Stock de dinero extranjero. et : Tasa de cambio nominal et = LT CV . µt : T´ermino de error de la ecuaci´on. Tambi´en, es posible especificarla en funci´on de brechas es decir la variable con respecto a su tendencia de largo plazo, es decir: GAP LDOLCRE = ldolt − ldol∗ = α + θ(et+1 − e∗ ) + µt (11) donde: ldol: Coeficiente de dolarizaci´on medido por el ratio de moneda extranjera con respecto a la liquidez total. ldol∗ y e∗ : Valores de tendencia de largo plazo. Luego en la ecuaci´on (10) se puede expresar que el ratio de moneda dom´estica a moneda extranjera depende de la tasa de devaluaci´on esperada del tipo de cambio nominal. Para efectos de la estimaci´on de esta ecuaci´on se tomar´a la inversa de la ecuaci´on (10) es decir la liquidez en moneda extranjera en relaci´on a la liquidez en moneda nacional existente en el sistema bancario peruano que la expresamos como: a LDOL = ldol = b donde: a: Liquidez en moneda extranjera. b: Liquidez total del sistema bancario. Pero dado que en la ecuaci´on (10) se estar´ıa estimando una serie (variable end´ogena) que tiene ra´ız unitaria, con respecto a una estacionaria que es la tasa de variaci´on del tipo de cambio esperado, de ah´ı que para efectos de efectuar una buena estimaci´on el modelo se trabajar´a de acuerdo a la ecuaci´on (11), en la que ambas variables tienen el mismo grado de integraci´on, utilizando el modelo ARDL (The Autoregressive Distributed Lag), m´etodo propuesto por Pesaran, Shin y Smith (1999) (2001), aunque este modelo acepta la introducci´on de variables integradas de diferente orden. Para efectos de la estimaci´on del ratio del cr´edito de moneda extranjera en relaci´on al cr´edito dom´estico en moneda nacional, es decir: c LDOLCRE = d donde: c: Cr´edito en moneda extranjera. d: Cr´edito en moneda dom´estica. La construcci´on de la brecha del cr´edito GAPLDOLCRE, se construye en base de la informaci´on del ratio de dolarizaci´on del cr´edito menos el ratio de dolarizaci´on de cr´editos de largo plazo, utilizando un filtro adecuado: GAP LDOLCRE = ldolcre − ldolcre∗ = ldolcrt − ldolcr∗ = θ0 + θ1 (et+1 − e∗ ) + µt (12) ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 120 DOLARIZACION, CASO DEL PERU De acuerdo con la ecuaci´on (12), esta brecha tambi´en depende de la brecha del tipo de cambio; ambas son variables estacionarias que ser´a estimada por el m´etodo de Pesaran et. al. (2001). Por otro lado, se intentar´a introducir otras variables que expliquen tambi´en al coeficiente de dolarizaci´on (LDOL), cre´andose un modelo m´as general. Dado que el PBI se ha tornado en una variable importante y el diferencial de las tasas de inter´es internas y externas corregidas por las expectativas de devaluaci´on del tipo de cambio, tambi´en ser´an incluidas en las estimaciones, adem´as del tipo de cambio que se supone ser´ıa el principal determinante de este coeficiente. Entonces una vez que se demuestre los principales determinantes de los coeficientes de dolarizaci´on del dinero y cr´edito, los efectos de red e hist´eresis, posteriormente se determinar´a si estos ratios hacen inestable a la demanda de dinero para transacciones definida como M1 que incluye a los billetes y monedas en circulaci´on m´as los dep´ositos a la vista. Esta definici´on se adecua para identificar al dinero como medio de pago y estar en l´ınea con la definici´on de sustituci´on monetaria. 4. Resultados y discusi´ on El m´etodo de estimaci´on para verificar la existencia de cointegraci´on entre las variables ser´a el modelo ARDL (The Autoregressive Distributed Lag), propuesto por Pesaran et. al. (2001), su aplicaci´on tiene la ventaja de que no requiere que todas las variables involucradas tengan ra´ıces unitarias I(1), tal como lo exige el m´etodo de Johansen. Entonces al usar este m´etodo es posible introducir variables integradas de orden 1 como as´ı tambi´en variables estacionarias o integradas de orden cero I(0), permite no caer en errores de especificaci´on del modelo. Es m´as, tal como lo menciona Narayan y Smyth (2004) es potencialmente m´as robusto que el esquema de Johansen. Todas las variables est´an expresadas en logaritmos. La especificaci´on general del modelo ser´a como el que sigue: ∆LDOLt = α0 + P −1 X q1 −1 ηJ ∆(LDOL)T −J + J=1 q2 −1 + X J=0 X α1J ∆eT −J J=0 q3 −1 α2J ∆DIF 1T −J + X α3J ∆LP BIT −J J=0 + γ0 LDOLT −1 + γ1 eT −1 + γ2 DIF 1T −1 + γ3 LP BIT −1 + Ut (13) Donde los γi son los par´ametros de largo plazo y ηj y los αij son los par´ame-tros del modelo din´amico a corto plazo, Ut es el t´ermino de error que se supone que no est´a correlacionada con los regresores, ∆LDOL es el coeficiente de dolarizaci´on en primeras diferencias, ∆DIF 1 es el diferencial de tasas de inter´es interna y externa corregido por las expectativas del tipo de cambio, ∆LP BI es el diferencial del PBI. Para efectos del c´alculo de los retardos de este modelo ARDL se usar´a los criterios de Aikaike y Hannan y Quinn. Para hallar los coeficientes normalizados del modelo a largo plazo se proceder´a a efectuar la siguiente divisi´on: βi = γγ01 La ecuaci´on presenta una parte din´amica y explica el corto plazo, expresada en primeras diferencias con sus respectos procesos autorregresivos, y una de largo plazo que est´a expresada en niveles es decir LDOLT −1 , DIF 1T −1 , eT −1 , LP BIT −1 . Por otro lado para ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 121 DOLARIZACION, CASO DEL PERU la verificaci´on de la existencia de cointegraci´on o no, se computa un test F , que de acuerdo con Pesaran et. al. (2001) el valor calculado deber´ıa de superar la banda superior; es decir, F > Fu propuesta en sus tablas al 90 %, 95 % y 99 % para que exista cointegraci´on. La formulaci´on de la hip´otesis nula en la que γ0 = γ1 = γ2 = γ3 = 0, si esto ocurriera, se acepta la hip´otesis nula es decir que no existe cointegraci´on entre las variables propuestas en la ecuaci´on (13) de la parte no din´amica, es decir no existe una relaci´on a largo plazo entre las variables involucradas. Si F < F u menor a la banda inferior, tampoco no se puede rechazar γ0 = γ1 = γ2 = γ3 = 0 en este caso no existe una relaci´on a largo plazo. Finalmente si Fl < F < Fu la respuesta es inconclusa. Luego para efectos de la estimaci´on del impacto del tipo de cambio sobre el coeficiente de dolarizaci´on, de acuerdo al modelo propuesto ecuaci´on (11), se procede a estimar en t´erminos de brechas, por lo que la ecuaci´on a estimar ser´ıa: ∆GAP LDOLt = α0 + P −1 X ηJ ∆GAP LDOLT −J J=1 q1 −1 + X α1J ∆GAP LT CVT −J + γ0 GAP LDOLT −1 J=0 + γ1 GAP LT CVT −1 + UT (14) La variable GAP LT CV expresa la brecha del tipo de cambio con respecto de su tendencia, el t´ermino Ut es el t´ermino de error con todas sus propiedades, (∆) expresa la primera diferencia. La estimaci´on se efect´ ua por m´ınimos cuadrados ordinarios, en donde los rezagos ´optimos son calculados por el m´etodo de Aikaike. Como es de metodolog´ıa de trabajos en series de tiempo, se presentan en los cuadros No 1 y 2 los Test de ra´ıces unitarias de las variables involucradas con constante y sin tendencia. Las variables involucradas en la ecuaci´on (14) son todas estacionarias (ver cuadro No 1) 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. Tambi´en se observa los test de ra´ıces unitarias para la ecuaci´on (13). Del cuadro No 1 se desprende que las variables LDOL, LTCV, DIF1, LPBI, LM1R y LDOLCR, poseen ra´ız unitaria, solamente el tipo de cambio nominal e = LT CV con el test de PP tuvo problemas en el sentido de que posee estacionariedad, pero para verificar si es estacionaria se recurri´o analizar el correlograma, resultando con caracter´ısticas de ser una variable con ra´ız unitaria, posteriormente se realiz´o el test de Durbin - Watson de ra´ız unitaria, resultando con un DW = 0,005, que indica que efectivamente tiene ra´ız unitaria, ya que el valor cr´ıtico es de 0.386 al 95 % de significancia seg´ un tablas. En el cuadro No 2 se presenta los Test de ra´ıces unitarias de las mismas variables del cuadro No 1 en primeras diferencias resultando que todas son estacionarias, salvo el tipo de cambio nominal (e) con el test KPSS; de igual modo se procedi´o a verificar su correlograma y se hizo el test de DW = 0,98 resultando ser estacionaria, ya que el valor cr´ıtico al 95 % es 0.386. En el cuadro 3 se presentan los resultados de los test F de la ecuaci´on 14) sobre los par´ametros . El modelo de la parte din´amica, corresponde a un ARDL(5, 5) para la ecuaci´on de dolarizaci´on en brechas, es decir que se deber´a de colocar CINCO retardos, para respetar el orden sugerido por Akaike. En realidad el Test F es muy sensible al cambio del orden de los retardos, ya que se procedi´o a estimar seis ecuaciones, comenzando con un retardo y posteriormente ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 122 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Cuadro 1: Test de ra´ıces unitarias de las variables 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 3. Como se puede apreciar el test F m´as alto result´o para el retardo cinco, que coincide con el n´ umero ´optimo de retardos sugerido por Akaike, en realidad son valores muy elevados que nos permite asegurar la existencia de cointegraci´on. En el cuadro No 4 se presenta los resultados estandarizados de esta ecuaci´on. Estos dan una sorprendente alta cointegraci´on entre el coeficiente de dolarizaci´on en brechas con el tipo de cambio nominal tambi´en en brecha, en la figura 8 se puede apreciar la alta relaci´on entre ambas. Un 1 % de incremento en el tipo de cambio con respecto de su tendencia, provocar´a 0.68 % de incremento en la brecha de dolarizaci´on Lo que implica la fuerte sensibilidad de la dolarizaci´on al tipo de cambio nominal. Esta situaci´on amerita de parte del BCRP tener un control sobre la variabilidad del tipo de cambio, y de hecho deber´a se poseer siempre una buena cantidad de reservas internacionales para afrontar shocks externos principalmente. La ecuaci´on tiene adecuada especificaci´on (test Ramsey Reset), no tiene autocorrelaci´on ni heterocedasticidad. El Test F = 32,7 resultante es superior al valor cr´ıtico de la banda superior ampliamente propuestos por Pesaran et.al. (2001), lo que se concluye la existencia de cointegraci´on. Para verificar la estabilidad estructural de la ecuaci´on se procedi´o a utilizar el test Cusum al cuadrado, que se pueden visualizar en la figura 9 no presentando quiebres estructurales o que se salga de la banda. El descuido del control del tipo de cambio puede generar volatilidad en la dolarizaci´on, y la meta de inflaci´on que se propone el BCRP, ya que el impacto vendr´a por el lado de los bienes transables, es m´as, deber´a de aplicar operaciones de esterilizaci´on es decir de compra y venta de moneda extranjera para controlar la variabilidad, situaci´on que ha venido haci´endolo en forma permanente. Tambi´en se llev´o a cabo la cointegraci´on entre las brechas de cr´edito (GAPLDOLCRE) y la brecha del tipo de cambio (GAPLTCV) utilizando un ARDL (2,7) de acuerdo al criterio de Aikaike, ver cuadro No 5. Los resultados de la estimaci´on predicen la existencia de cointegraci´on con el criterio de Pesaran et. al. (2001) ya que el valor del test F = 8.25 que es superior a los valores cr´ıticos en especial el de la banda superior. ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 123 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Cuadro 2: Test de ra´ıces unitarias en primeras diferencias (∆) Cuadro 3: Resultados del Test F para varios Retardos de la Ecuaci´on de Dolarizaci´on por Brechas Cuadro 4: Resultados del modelo de dolarizaci´on ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 124 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 8: Relaci´on entre GAPLDOL y GAPLTCV En la figura No 10 se presenta la alta correlaci´on existente entre la brecha de cr´edito con la brecha del tipo de cambio. Luego por el lado de la dolarizaci´on de los cr´editos, las variaciones del tipo de cambio preocupa, ya que se est´a verificando que cuando sube el tipo de cambio los cr´editos en d´olares aumentan en una relaci´on uno a uno (ver panel B del cuadro No 5). Es importante para efectos de desdolarizar los cr´editos mejorar la desdolarizaci´on de dep´ositos. En efecto, creo que para el mediano y largo plazo deber´ıan los bancos que intermedian, poner topes de riesgo por posici´on en moneda, es decir como caso extremo, solo pueden prestar en la moneda que captan. En ese sentido, todos los cambios regulatorios deber´ıan necesariamente estar conectados con la desdolarizaci´on de los dep´ositos pues le generan a los bancos el incentivo a intermediar en la moneda dom´estica y de paso evitar el descalce en monedas en sus hojas de balance. Es m´as, se pueden agregar los incentivos de garant´ıa de dep´ositos y primas es decir, las primas aportadas por los dep´ositos en d´olares deber´ıan ser m´as altas que las de dep´ositos en soles, y la cobertura del fondo de garant´ıa deber´ıa ser significativamente mayor para los dep´ositos denominados en moneda dom´estica que los denominados en moneda extranjera. En estos u ´ltimos la apreciaci´on de tipo de cambio, la estabilidad lograda, el desarrollo del mercado de capitales, la existencia de las AFP(s), con bajo riesgo pa´ıs y la depreciaci´on continua del d´olar en los mercados internacionales, est´a llevando a una desdolarizaci´on de la econom´ıa tanto por el lado de la liquidez y transacciones, como de los cr´editos. Sin embargo muchos bancos centrales que tienen ´este problema de administrar la pol´ıtica monetaria con dos monedas, han efectuado una diversidad de estrategias que favorecen la desdolarizaci´on, como ser manejo de encajes diferenciales para ambas monedas como lo hace el Per´ u, Uruguay y Bolivia, el aumento de previsiones para los cr´editos en d´olares, que tambi´en lo efect´ ua el Per´ u; pero la peor pol´ıtica ser´ıa mediante una ley o decreto supremo obligar a desdolarizar el sistema financiero, tal como se hizo Bolivia en el a˜ no 1982 y el a˜ no 1985 en el Per´ u con A. Garc´ıa, sin tener controlado el d´eficit fiscal, con tasas de inflaci´on elevadas y tasas de devaluaci´on crecientes, lo que ocurri´o despu´es de la aplicaci´on de estas medidas, fue una dolarizaci´on ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 125 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 9: Test de estabilidad Cusum al Cuadrado mayor, fuga de capitales, baja tasa de inversi´on y crecimiento e inestabilidad pol´ıtica, social y econ´omica. Al parecer es necesario hacer pol´ıticas econ´omicas que contribuyan a elevar la demanda de dinero dom´estico como instrumento para desdolarizar, y esto pasa por medidas para el fomento del crecimiento econ´omico con estabilidad, las dem´as medidas comentadas l´ıneas arriba, ayudan pero no definen, creo que estos tiempos de debilidad del d´olar en los mercados internacionales es una oportunidad para avanzar en la desdolarizaci´on. Por otro lado es conveniente destacar la prociclicidad de los cr´editos extendidos por los bancos, ya que cuando el PBI aumenta, los cr´editos aumentan en una mayor proporci´on, pero cuando se est´a en la fase recesiva del ciclo, los cr´editos caen m´as, profundizando el ciclo econ´omico, y en general los intermediarios financieros como un todo son inherentemente pro c´ıclicos, 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 situaci´on en la crisis financiera actual, y de otras similares a lo largo de la historia, como la crisis de los a˜ nos treinta est´a la tendencia a la aparici´on de los booms de cr´edito. Estas expansiones van acompa˜ nadas de una reducci´on de los est´andares en la calidad del cr´edito otorgado y, cuando las circunstancias cambian, la morosidad tiende a repuntar de manera significativa. En determinados casos, a menudo en combinaci´on con errores de pol´ıtica monetaria, una regulaci´on inadecuada o una supervisi´on imperfecta, esta prociclicidad inherente al sistema financiero puede conducir a situaciones extremas que comporten el nacimiento de burbujas y, eventualmente, su explosi´on con potenciales episodios de crisis de liquidez o p´anicos bancarios. 4.1. Resultados del modelo general Para lograr una m´as pronunciada desdolarizaci´on de nuestra econom´ıa es necesario indagar sobre algunos determinantes adicionales sobre el coeficiente de dolarizaci´on, para tal ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 126 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 10: Relaci´on entre GAPLDOLCRE Y GAPLTCV efecto ser´a necesario estimar la ecuaci´on No (13). Dentro de estas variables adicionales se ha introducido la actividad econ´omica v´ıa PBI, ya que es determinante en el aumento de la demanda de dinero dom´estico, adem´as el diferencial de tasas de inter´es interna y externa corregida por la tasa de devaluaci´on esperada, que nos reportar´ıa el grado de impacto de los movimientos de fondos entre soles y d´olares y el impacto del tipo de cambio sobre ´este coeficiente de dolarizaci´on por lo mostrado l´ıneas arriba es importante en la determinaci´on de ´este coeficiente. Primero se hallar´a la cointegraci´on de las variables involucradas y posteriormente se encontrar´a el modelo de correcci´on de errores o ecuaci´on din´amica. Indudablemente que el crecimiento del PBI est´a relacionado con la demanda de dinero dom´estica y en especial la demanda para transacciones, al parecer una de las mejores pol´ıticas para desdolarizar es que el pa´ıs no reduzca el crecimiento, pero con estabilidad, pol´ıtica, social y econ´omica. El mayor crecimiento econ´omico tambi´en provocar´a apreciaci´on cambiaria (ceteris paribus) v´ıa incremento de la demanda de dinero dom´estico y con ello desdolarizaci´on, pero la apreciaci´on empujar´a a generar mayor productividad y por tanto mayor crecimiento, ´este es un c´ırculo virtuoso para desdolarizar. Los resultados de la ecuaci´on No 13 se pueden apreciar en el cuadro No 8 en dos paneles. En el cuadro No 6 se puede apreciar, en el panel A la parte din´amica de la ecuaci´on y en el panel B la ecuaci´on de largo plazo con los coeficientes normalizados. En el cuadro No 7 se presenta el TEST de Pesaran, que indica la existencia de cointegraci´on. La ecuaci´on est´a bien comportada, no tiene autocorrelaci´on, heteroscedasticidad, bien especificada y sobre todo tiene estabilidad estructural medido por el estad´ıstico Cusum al Cuadrado y Cusum, ver figuras No 12 y 13. Los resultados arrojan la predominancia del PBI sobre el coeficiente de dolarizaci´on, un 1 % de aumento del PBI, la dolarizaci´on baja en 0.84 %. Por otro lado tambi´en es importante el tipo de cambio, pero su impacto sobre el coeficiente de dolarizaci´on ahora es menor, que en las ecuaciones estimadas l´ıneas arriba, es decir que frente a una disminuci´on del tipo de cambio (LTCV) en 1 % la dolarizaci´on baja en 0.45 %. Por otro lado, el coeficiente de movimiento de capital entre soles y d´olares, por ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 127 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 11: Test de estabilidad estructural Cusum al cuadrado Cuadro 5: Resultados del modelo de dolarizaci´on ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 128 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 12: Test de estabilidad de LDOL tasas de inter´es en moneda dom´estica (id ) menos la tasa de inter´es en moneda extranjera i∗ , aumentada por la tasa de devaluaci´on esperada (e∗ ) del tipo de cambio, DIF 1 = id −(i∗ +e∗ ) ; para la tasa dom´estica se utiliz´o la tasa de inter´es pasiva del sistema bancario y de igual modo para la tasa de inter´es en moneda extranjera, la tasa de devaluaci´on esperada se tomo como equivalente al tipo de cambio spot. Su par´ametro de 0.091 result´o peque˜ no en una ecuaci´on de largo plazo. Por otro lado, extrayendo los errores de la ecuaci´on de largo plazo y formulando la ecuaci´on din´amica de corto plazo y estimando por m´ınimos cuadrados ordinarios, se hall´o que el coeficiente de correcci´on de errores es res3 = −0,19(−10,5) el valor del estad´ıstico t entre par´entesis, que result´o significativa, es decir el 19 % de error se corrige cada mes, la ecuaci´on estimada es estable y no tiene complicaciones econom´etricas est´andar. Tambi´en es necesario efectuar la estimaci´on con la metodolog´ıa de Johansen para determinar la existencia de cointegraci´on, dado que todas las variables involucradas tienen ra´ıces unitarias y utilizando Aikaike que indica 7 rezagos para las variables, la ecuaci´on resultante se puede apreciar en el cuadro No 7. Los resultados son pr´acticamente los mismos del cuadro No 9 y el error de correcci´on (EC) result´o en -0.19 es decir que la correcci´on total se realiza en un promedio de 5 meses, este valor es el mismo que el hallado por m´ınimos cuadrados ordinarios que se estim´o de la ecuaci´on din´amica. Esta ecuaci´on presenta exogeneidad d´ebil medido por el estad´ıstico Chi2, lo que es posible leer e interpretar los par´ametros. Luego en la figura No 14 se puede apreciar la relaci´on entre el crecimiento del PBI (LPBI12) la tasa de devaluaci´on del tipo de cambio nominal (LTCV12) y el coeficiente de dolarizaci´on (LDOL12), como se mencion´o anteriormente existe una relaci´on estrecha relaci´on entre los dos u ´ltimos. El crecimiento del PBI se manifiesta de manera inversa con el coeficiente de dolarizaci´on y la tasa de devaluaci´on del tipo de cambio, para todo el periodo, es decir que mantener una tasa de crecimiento sostenida nos estar´ıa llevando a una desdolarizaci´on pero tambi´en a una apreciaci´on 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 ser´ıa ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 129 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 13: Test de estabilidad de LDOL mayor que dos, justamente corresponde aquellos pa´ıses que crecen mucho. El Per´ u en los u ´ltimos cuatro a˜ nos con la excepci´on del a˜ no 2009 ha estado entre los cinco pa´ıses del mundo que m´as crece y por lo tanto la demanda de dinero tambi´en, y si utilizamos el enfoque monetario del tipo de cambio nos estar´ıa llevando a una apreciaci´on continua de este, de ah´ı que el BCRP permanentemente a estado comprado d´olares americanos para evitar una ca´ıda sostenida del tipo de cambio tal como ocurre en Brasil, esta pol´ıtica de mantener un tipo de cambio depreciado favorece el crecimiento de nuestras exportaciones, ya que el modelo peruano es pro exportador, de ah´ı que la firma de tratados de libre comercio no sean un obst´aculo para nuestros exportadores. 4.2. La dolarizaci´ on y los factores de red e hister´ esis Cuando las econom´ıas se dolarizan por efectos de pol´ıticas econ´omicas mal dise˜ nadas y que han producido fuertes d´eficit fiscales y de balanza de pagos, altas tasas de inflaci´on y devaluaci´on del tipo de cambio, entonces est´an sujetas a que los agentes econ´omicos reemplacen al dinero malo por uno bueno, pero despu´es que se termina la inflaci´on, y los desequilibrios macroecon´omicos, la dolarizaci´on persiste, de ah´ı que surge este fen´omeno llamado la hist´eresis de la dolarizaci´on, se explica por el temor de los agentes econ´omicos a la repetici´on de un evento traum´atico ocurrido en el pasado, en el a˜ no 1990 la inflaci´on en el Per´ u lleg´o 7 600 % (hiperinflaci´on, devaluaci´on abrupta), aspecto conocido como el efecto del legado pasado. La hist´eresis viene acompa˜ nada por otro fen´omeno que se relaciona con la funci´on medio de pago del dinero, que se incrementa est´a en la medida en que otros agentes econ´omicos usan similar medio de pago, d´olares por ejemplo. Por lo tanto, si una econom´ıa se dolariza en respuesta a un evento como los se˜ nalados anteriormente, la capacidad medio de pago de la moneda nacional disminuye, la de la moneda extranjera aumenta y los incentivos para revertir, este fen´omeno se conoce como externalidades de red. Luego la generaci´on de redes como externalidades positivas entre los agentes que usan determinada moneda (d´olares), sus beneficios se incrementan, si m´as agentes ingresan en ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 130 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Cuadro 6: Ecuaci´on de dolarizaci´on ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 131 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 14: Relaci´on entre LDOL12, LTCV y PBI12 Cuadro 7: Ecuaci´on de largo plazo la red esto hace que persista un alto grado de dolarizaci´on incluso despu´es de que se haya establecido un programa de estabilizaci´on la red contin´ ua y por tanto la dolarizaci´on. Una explicaci´on relacionada tambi´en con las externalidades de red es la proporcionada por Guidotti y Rodr´ıguez (1992) y Uribe (1994), quienes sostienen que el cambio de moneda local a moneda extranjera a ra´ız de la alta inflaci´on es costoso, y ocurre lentamente en el tiempo. Como resultado, existe una banda para el diferencial de inflaci´on encima de la cual la dolarizaci´on contin´ ua desarroll´andose aunque la inflaci´on caiga, debido a que los beneficios de volver a la moneda local (por la baja de la inflaci´on) no compensar´ıan los costos, lo que permite que el pa´ıs siga dolarizado de ah´ı que la hist´eresis contin´ ua. Tambi´en este fen´omeno de hist´eresis, ha sido ampliamente estudiado por Kamin S. B. y Ericsson N. R. (1993), Mongardini and Mueller (1999), Mueller (1994), Calvo (1996), Savastano (1996). Para la presenta investigaci´on se tratar´a de verificar si existe las externalidades de red, para ello se utilizar´a una variable adicional proxi que me nos permita captar este problema, para ello se ha elegido el coeficiente de dolarizaci´on del cr´edito, LDOLCR medido de la siguiente manera: LDOLCR=Cr´edito en d´ olares/Cr´edito total ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 132 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Esta variable nos permite verificar si la extensi´on de los cr´editos en d´olares por la entidades financieras, tambi´en influyen en una segunda vuelta en una extensi´on adicional sobre los dep´ositos tambi´en en d´olares, lo que estar´ıa indicando que las externalidades de red se perpet´ uan, luego mayores cr´editos mayores dep´ositos, de ah´ı que el signo que se deber´ıa esperar es positivo y su par´ametro muy cercano a uno o mayor que uno. En caso que el par´ametro sea muy cercano a cero o negativo, nos indicar´ıa que no necesariamente los negocios se est´an haciendo en su totalidad en d´olares, ya que parte o gran parte de estos se estar´ıan convirtiendo o filtrando a la moneda dom´estica, lo que implica la existencia de un proceso de desdolarizaci´on e eliminaci´on de las redes. Cabe hacer notar que si el crecimiento de la econom´ıa contin´ ua, la desdolarizaci´on vendr´a, el PBI tambi´en nos dar´ıa informaci´on sobre c´omo se est´a financiando la actividad econ´omica global, al parecer con los resultados que tenemos del modelo general nos indican que cada vez se hacen m´as en soles, es decir que estar´ıamos en una franca desdolarizaci´on (ceteris Paribus) ver gr´aficos Nos 6 y 7. Para verificar la persistencia de la desdolarizaci´on, tomar´e como referencia el efecto Ratched, que se aplicar´a a la ecuaci´on general, los resultados de estos par´ametros que involucran este efecto nos medir´a la persistencia o no del impacto, en este caso se tomar´a la persistencia en la variable de dolarizaci´on del cr´edito (RATCHCR) y del PBI (RATCHLPBI), es decir los valores de estas series van a tomar el valor de 1 si la observaci´on de la serie es mayor o igual que su media y 0 en otro lugar. Antes de efectuar la estimaci´on se verific´o la existencia de ra´ıces unitarias de las variables, comprob´andose que tienen. El m´etodo de estimaci´on de cointegraci´on fue el de Johansen para el periodo 1992 - 2011 (Ver ecuaci´on 15). Los resultados de la ecuaci´on que mide tanto los efectos de red (LDOLCR) como la persistencia (RATCHLPBI, RATCHCR) es la siguiente. LDOLt = 7,34 − 0,05DIF 1t + 0,28LT CVt − 0,53LP BIt − 0,08RAT CHLP BIt + 0,407LDOLCRt − 0,042RAT CHCRt + Ut (6,7) (1,7) (2,9) (3,8) (4,7) χ (1gl) : (0,79) (3,64) (1,12) (1,53) 2 (1,47) (1,43) (15) (2,18) (0,32) Se hall´o un vector de cointegraci´on, siendo los valores del Trace Statistic de 316.2 y el valor cr´ıtico al 5 % es de 134.6; el estad´ıstico Max-Eigen es de 164.3 y el valor cr´ıtico es 47.07 al 5 %. Nuevamente la variable que m´as influye en la desdolarizaci´on es el LPBI, luego para verificar su persistencia en la desdolarizaci´on se utilizo la variable RATCHLPBI, que es el efecto Ratched de esta variable, su significancia medido por el estad´ıstico t=4.7 es la m´as importante de los regresores, entonces se confirma con el signo negativo, que el crecimiento del PBI tiene efectos permanentes sobre la desdolarizaci´on. Por otro lado la variable, coeficiente de dolarizaci´on de los cr´editos, variable proxi (LDOLCR) que mide los efectos de red nos dice que frente a un incremento del 1 % en ´este coeficiente provoca un aumento de 0.4 % en el coeficiente de dolarizaci´on, no todo el aumento de los cr´editos en d´olares aumentan ´ la liquidez (DEPOSITOS) en d´olares de los bancos y financieras, solamente hasta el 0.4 %, se entiende que el saldo podr´ıa filtrarse a la moneda dom´estica, v´ıa pagos que efect´ uan las ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 133 DOLARIZACION, CASO DEL PERU empresas para cubrir costos operativos, impuestos y salarios. Por otro lado si verificamos la persistencia a trav´es del efecto Ratched con la variable RATCHCR comprobamos que el signo es negativo, lo que implica que el coeficiente de dolarizaci´on de cr´editos no afecta a una mayor dolarizaci´on, al contrario estar´ıa afectando a una desdolarizaci´on. De igual manera el otro efecto Ratchet o persistencia a trav´es del PBI (RATCHLPBI), indica que el crecimiento de PBI desdolariza la econom´ıa, de ah´ı que sali´o con signo negativo. La ecuaci´on estimada posee exogeneidad d´ebil en sus regresores medidos por el estad´ıstico chi2, ya que los valores resultantes son menores al valor en tablas de 3.84 al 95 % de confianza, no tiene autocorrelaci´on ni heteroscedasticidad. Luego, la ecuaci´on asegura estad´ısticamente que para desdolarizar es bueno seguir generando crecimiento econ´omico, y que las redes que pudieran ampliarse v´ıa incrementos de los cr´editos en d´olares no es concluyente para ampliar la dolarizaci´on (LDOL), al contrario existir´ıa mucha filtraci´on hacia la moneda dom´estica, de ah´ı que el efecto Ratched salga con el signo cambiado es decir, que los mayores cr´editos en d´olares menor dolarizaci´on de dep´ositos. Por otro lado una mayor apreciaci´on del tipo de cambio (LTCV) puede ayudar a la desdolarizaci´on, pero esta pol´ıtica obligar´ıa 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 tambi´en si el BCRP se empecina en mantener un tipo de cambio alto, para promocionar exportaciones, su costo ser´ıa un mayor coeficiente de dolarizaci´on. 4.3. La Dolarizaci´ on de cr´ editos y los efectos de Red y Ratched Sin embargo ser´ıa bueno verificar c´omo cambia los resultados si se estima la ecuaci´on de dolarizaci´on de cr´editos (LDOLCR) como variable end´ogena, y verificar los cambios en los efectos de red y Ratched o persistencia. Dado que la ecuaci´on se ha cambiado, ser´ıa conveniente ajustarla, para ello se reemplazar´a la variable DIF1 por la tasa de inter´es activa en soles del sistema bancario (LTAMN), ya que los cr´editos no dependen de las tasas pasivas de inter´es como se expres´o anteriormente; adicionalmente el coeficiente de dolarizaci´on de cr´editos (LDOLCR) se la reemplazar´a por el coeficiente de dolarizaci´on (LDOL), de tal modo de verificar nuevamente los efectos de red e hist´eresis o persistencia de esta variable sobre la dolarizaci´on de cr´editos, ya que se supone que una mayor dolarizaci´on de la liquidez (como fuente, dep´ositos) deber´ıa de traducirse en una mayor dolarizaci´on de los cr´editos (como uso), el par´ametro deber´ıa 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 hist´eresis de la dolarizaci´on (RATCHCR), variable que se mide con valor uno cuando la observaci´on est´a arriba de la media de la serie y cero en otro lugar; ´este par´ametro deber´ıa ser tambi´en positivo, si coeficiente es negativo en ambas, se comprueba la desdolarizaci´on permanente de los cr´editos en d´olares. El resto de las variables permanecen, ya que nos permitir´a cotejarla con la ecuaci´on 15). La estimaci´on se efect´ ua para el periodo 1992 - 2011 con observaciones mensuales (Ver ecuaci´on 16). Antes de presentar la ecuaci´on se verific´o la existencia de ra´ız unitaria de la variable LTAMN, situaci´on que se comprueba. La estimaci´on se hace por el ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 134 DOLARIZACION, CASO DEL PERU m´etodo de Johansen, para verificar la cointegraci´on. Los resultados son los siguientes: LDOLCRt = 9,19 + 0,06LT AM Nt + 0,58LT CVt − 0,90LP BIt − 0,09RAT CHLP BIt − 0,407LDOLt − 0,042RAT CHLDOLt + Ut (10,3) (3,1) (13,5) (3,8) (4,9) (6,0) (16) (3,2) Nuevamente se puede ver la relaci´on inversa entre el LPBI con el coeficiente de dolarizaci´on de cr´edito LDOLCR, lo que indica que a mayor crecimiento econ´omico m´as desdolarizaci´on, por otro lado con el efecto ratched medido por la variable RATCHLPBI se puede constatar a trav´es del signo negativo la reversibilidad de la dolarizaci´on de cr´editos, (ceteris paribus), es decir que no paremos de crecer, si esto u ´ltimo no ocurriera, la ca´ıda en el LPBI aumentar´a la dolarizaci´on tanto de cr´editos como de liquidez y dep´ositos en los bancos tambi´en. Este hecho sorprendente de la reversibilidad por ´el crecimiento, se deber´ıa a los fundamentos macroecon´omicos bien gestionados, la estabilidad, los buenos retornos por exportaciones. Tambi´en el efecto del coeficiente de dolarizaci´on LDOL que mide la existencia de redes (variable proxi), result´o negativo lo que expresa una vez m´as que 1 % de incremento en LDOL el coeficiente de dolarizaci´on de cr´editos LDOLCR cae en 0.4 %, es decir que las redes estar´ıan en disminuyendo, es m´as el efecto ratched de esta variable RATCHDOL, tambi´en result´o con el signo negativo, lo que implica la reversibilidad de la dolarizaci´on de los cr´editos. Tambi´en si se produce un incremento en las tasas activas de inter´es (LTAMN) en soles aumenta la dolarizaci´on, ya que los agentes econ´omicos acudir´an a financiarse en d´olares, (ceter´ıs paribus). La ecuaci´on no tiene autocorrelaci´on ni heteroscedasticidad. Nuevamente el efecto del tipo de cambio LTCV result´o positivo, es decir que si se deprecia el nuevo sol, la dolarizaci´on de cr´editos aumenta, pero a partir del a˜ no 2001 hacia adelante el tipo de cambio comienza a apreciarse y con ello la econom´ıa empieza a desdolarizarse. En el gr´afico No 6 y 7 se puede ver dos etapas bien marcadas, la primera de dolarizaci´on y la segunda de desdolarizaci´on, luego se puede inferir si la econom´ıa crece fuerte al ritmo que los u ´ltimos a˜ nos lo hace, la demanda de dinero dom´estico aumentar´a tambi´en, ceteris paribus (elasticidad ingreso de la demanda de dinero es mayor a 2), ello provocar´a apreciaci´on del tipo de cambio, si el gobierno apresura generar competitividad, mantiene estabilidad, la producci´on aumentar´a m´as y tambi´en el comercio exterior, y con ello m´as apreciaci´on y por tanto m´as desdolarizaci´on. Las ´epocas, de riesgo e incertidumbre, bajo crecimiento, altas tasas de devaluaci´on del tipo de cambio, favorecen la dolarizaci´on, lo recomendable es generar confianza y mantener los fundamentos macroecon´omicos bien gestionados, los desequilibrios sociales atendidos. Tambi´en los shocks externos pueden generar aumentos del tipo de cambio y con ello alzas de la dolarizaci´on. La tendencia de la producci´on de la econom´ıa es aumentar, las nuevas inversiones pendientes en miner´ıa especialmente y en otros sectores seg´ un las proyecciones del BCRP para el a˜ no 2011 - 2013 son de US$ 42,000 millones de d´olares, lo que implica m´as apreciaci´on del tipo de cambio y por tanto menos dolarizaci´on. No olvidemos que la desdolarizaci´on se logra pausadamente hasta que el efecto del legado pasado vaya perdi´endose en las mentes de los agentes econ´omicos. ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 135 DOLARIZACION, CASO DEL PERU 4.4. La Dolarizaci´ on y la Estabilidad de la demanda de dinero para transacciones En la parte introductoria se manifest´o la posibilidad de que la demanda de dinero sea inestable por el hecho de la existencia de la dolarizaci´on, si esto fuera cierto es probable que el manejo de la pol´ıtica monetaria se le complique al BCRP. Si el ancla que se dise˜ na para la econom´ıa son los agregados monetarios, la situaci´on se complica m´as, pero si es el esquema de metas inflacionarias, no importa mucho, pero dados los acontecimientos de los u ´ltimos a˜ nos, es mejor utilizar los dos, es decir algo parecido al esquema de los dos pilares, y para ello el BCRP necesitar´a inyectar el dinero que los agentes econ´omicos desean y reconocer el hecho que la inflaci´on no es necesariamente un fen´omeno real (Curva de Phillips) sino tambi´en monetario, y para ello es necesario controlar el dinero, el BCRP lo ha efectuado permanentemente v´ıa operaciones de esterilizaci´on, es decir en la medida que por motivos de de compras en exceso de d´olares y la correspondiente inyecci´on de soles , estos fueron retirados con ventas de activos del BCRP, tambi´en se ha usado las tasas de encaje para regular la cantidad de dinero. Cabe manifestar tambi´en el control de reservas y liquidez de los bancos es diario de parte del BCRP mediante subastas. Entonces si es necesario controlar el dinero tambi´en, entonces es necesario conocer la demanda de dinero y sobre todo que esta sea estable de las variables que lo determinan. Pero como estamos empe˜ nados de que la dolarizaci´on es un motivo para que esta sea inestable, entonces tratar´e de probar si esta funci´on es inestable cuando se introduce esta nueva variable (LDOL) como determinante. Dado que tenemos una econom´ıa que funciona con dos dineros es decir que existe dolarizaci´on, el tipo de cambio (LTCV) ser´a una variable determinante para medir el grado de sustituci´on monetaria, y por otro lado la variable de escala ser´a el nivel de producci´on agregada de la econom´ıa (LPBI) y como costo alternativo adicionalmente ser´a las tasas de inter´es de ahorro en moneda nacional (LHAMN). Luego la ecuaci´on de demanda de dinero de largo plazo quedar´a especificada como: LM 1Rt = φ + δ1 LP BIt + δ2 LAHM Nt + δ3 LT CVt + δ4 LDOLt + µt (17) Para efectuar la estimaci´on de esta ecuaci´on 17) ser´a necesario conocer la existencia de ra´ız unitaria en la variable LAHMN, y estacionaria en primeras diferencias, situaci´on que se cumple holgadamente La especificaci´on de la ecuaci´on para su estimaci´on por el m´etodo 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 din´amica quedar´a especificada del siguiente modo: ∆LM 1Rt = α0 + P −1 X ηJ ∆LM 1RT −J J=1 q1 −1 + X q2 −1 α1J ∆LP BIT −J + J=0 q3 −1 + X J=0 X α2J ∆LAHM NT −J J=0 q4 −1 α3J ∆LT CVT −J + X α4J ∆LDOLT −1 J=0 + γ0 LM 1RT −1 + γ1 LP BIT −1 + γ2 LAHM NT −1 + γ3 LT CVT −1 + γ4 LDOLT −1 + UT (18) ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 136 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Cuadro 8: Demanda de dinero LM1R Los resultados se presentan en el cuadro No 8; en la columna (m´etodo Pesaran) se colocan los coeficientes normalizados de la ecuaci´on 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 atenci´on la alta elasticidad producto (ingreso) de la demanda de dinero, pr´acticamente es el mismo 2.17 y 2.18 para ambos m´etodos de estimaci´on esto es a consecuencia de las altas tasas de crecimiento del Per´ u, que ayudan a desdolarizar la econom´ıa, Lahura, ob. cit. (2010) encuentra elasticidades tambi´en elevadas, para la definici´on de dinero M1 es de 2.39 pero en su ecuaci´on no introduce el tipo de cambio, como medida de sustituci´on monetaria. Cabe manifestar que la utilizaci´on del m´etodo de m´ınimos cuadrados ordinarios para la estimaci´on de esta ecuaci´on result´o inestable, de igual modo el m´etodo de m´ınimos cuadrados en dos y tres etapas, pero la utilizaci´on de m´etodo de Pesaran et. al. e incluso el m´etodo de Phillips - Loretan no se encuentra inestabilidad, pese a que la econom´ıa peruana entre el periodo 2003 - 2008 el crecimiento del dinero M1 fue de cerca del 30 % con una tasa de inflaci´on muy baja del 2 % de nivel internacional. La inflaci´on no sube lo suficiente por el hecho mismo de la apreciaci´on cambiaria, el uso de subsidio a los precios del petr´oleo, y un f´erreo control de algunos precios importantes de la canasta, del ´ındice de precios al consumidor de Lima metropolitana, como ser el pollo y trigo. En algunos casos se permiti´o hacer desgravaci´on arancelaria al ma´ız, trigo para amortiguar las presiones sobre la inflaci´on, pero el control m´as importante se da en los combustibles, los precios de la gasolina y petr´oleo se los introdujeron en una banda de precios. Para verificar la existencia de cointegraci´on por el m´etodo de Pesaran se especifica que γ0 = γ1 = γ2 = γ3 = γ4 = 0, luego mediante un test F = 32,02 se rechaza esta hip´otesis, ya ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 137 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Cuadro 9: Demanda de dinero LM1R que resulta superior al valor cr´ıtico en tablas de la banda superior, por lo que la ecuaci´on est´a cointegrada, ver cuadro No 9. La ecuaci´on estimada por este m´etodo no tiene autocorrelaci´on, heteroscedasticidad, tiene especificaci´on y sobre todo presenta estabilidad estructural medido por el test Cusum al Cuadrado (figura 15) y Cusum, (figura 16). Tambi´en se puedo verificar la estabilidad de los par´ametros utilizando el test recursivo sobre cada uno, presentando un comportamiento uniforme con bandas que se acortan a medida que se incrementa el tama˜ no de la muestra, sin presentar quiebres que hagan sospechar desplazamientos en las variables, este hecho es signo de que tambi´en la ecuaci´on presenta exogeneidad d´ebil. Por lo visto en las diversas pruebas, la ecuaci´on de demanda de dinero es estable de las variables que lo determinan, y sobre todo la incorporaci´on de la variable LDOL no ha generado inestabilidad. La ecuaci´on de demanda de dinero estimada por el m´etodo de Johansen, proporcion´o una ecuaci´on de cointegraci´on, medido por el estad´ıstico Trace= 342.4 siendo el valor cr´ıtico al 5 % de 76.9 y por el estad´ıstico Max Eigen= 269.9 y el valor cr´ıtico al 5 % de 34.8; lo que resulta que existe cointegraci´on entre las variables involucradas. Es m´as, se encontr´o exogeneidad d´ebil de cada una de las variables ex´ogenas (ver cuadro No 11) por lo que permite leer la ecuaci´on. La alta elasticidad producto de la demanda de dinero, tambi´en 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 ser´ıan inestables, a partir de 2003 cuando se utiliza la tasa de inter´es de referencia como instrumento de pol´ıtica 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 peque˜ nos no podr´ıan utilizarse para proyecciones de inflaci´on, 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 dolarizaci´on en la demanda de dinero no ha provocado inestabilidad y tambi´en se ha usado una muestra m´as larga (1992.01 - 2011.05) que la usada por Lahura (1994 - 2006) y este tama˜ no de muestra tambi´en la ha dividida en dos sub muestras. Por otro lado el coeficiente de la sustituci´on monetaria medido por LTCV result´o 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 estimaci´on modelo Pesaran, pero para la estimaci´on por el m´etodo de Johansen es de 0.17 %. Luego tal como menciona Lahura (2010), la presencia de la variable Dolarizaci´ on ha hecho m´as estable la ecuaci´on de demanda de dinero, lo que corrobora ´este ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 138 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 15: Test de Estabilidad Cusum cuadrado trabajo, que dicho sea de paso se ha usado una especificaci´on m´as amplia de la ecuaci´on al utilizar el tipo de cambio nominal y una muestra m´as amplia. Luego la dolarizaci´on en el Per´ u est´a retirada, por el crecimiento econ´omico, la apreciaci´on del tipo de cambio y crecimiento de la demanda de dinero dom´estico, en un ambiente de estabilidad, por lo que no se impide el uso de agregados monetarios para hacer pol´ıtica monetaria. 5. Conclusiones El trabajo ha demostrado que no solo la variaci´on del tipo de cambio es la causante de la dolarizaci´on, si bien en los primeros modelos existe una alta cointegraci´on entre el coeficiente de dolarizaci´on (LDOL) con el tipo de cambio, tambi´en el coeficiente de dolarizaci´on de los cr´editos (LDOLCR) lo muestra, pero utilizando un modelo m´as completo (ecuaci´on 13) se determina que el crecimiento de la econom´ıa es m´as importante. La explicaci´on deviene en el hecho que este crecimiento ha logrado que la demanda de dinero dom´estico aumente, dada la alta elasticidad ingreso (Producto) 2.17 y 2.18 provoquen esta situaci´on, pero esta subida tambi´en va provocando la apreciaci´on cambiaria, es decir cu´anto m´as aumenta la demanda de dinero m´as cae el tipo de cambio, por lo que la econom´ıa tiende a desdolarizarse. Entonces existir´ıan dos canales importante por la cual la econom´ıa se desdolariza, el primero es v´ıa crecimiento y ca´ıda del tipo de cambio, y el segundo por el sector externo, es decir la depreciaci´on del d´olar en los mercados cambiarios por la abundancia de dinero (d´olares). Por otro lado, en la medida que el tipo de cambio vaya cayendo, el tipo de cambio real tambi´en puede bajar, esto podr´ıa afectar la rentabilidad de nuestras exportaciones, luego la respuesta obvia para los pr´oximos a˜ nos es aumentar la productividad, es decir efectuar pol´ıticas de Estado para mejorar la infraestructura nacional, carreteras, puertos, la educaci´on, investigaci´on en ciencia y tecnolog´ıa, salud, las instituciones al servicio de la gente que desea hacer riqueza no obstaculizar, m´as tratados de libre comercio, capacitaci´on especializada etc. ´ TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTERISIS: ´ ´ 139 DOLARIZACION, CASO DEL PERU Figura 16: Test de Estabilidad Cusum cuadrado Por otro lado, los resultados aportados por los efectos de red y de persistencia de la dolarizaci´on est´an extingui´endose muy pausadamente, es decir, se demuestra que a m´as dep´ositos en d´olares deber´ıa generar m´as o iguales en monto de cr´editos en d´olares (efecto de red), pero la realidad indica que esto no ocurre, es decir los efectos de red y persistencia podr´ıa haber ocurrido en otros a˜ nos, no se est´a dando ahora, los signos de los par´ametros del efecto Ratchet son negativos. Es decir estamos en presencia de una desdolarizaci´on pausada, en la medida que siga existiendo estabilidad, buena gesti´on macroecon´omica, buenas reservas internacionales, con menos riesgo pa´ıs y sobre todo con crecimiento econ´omico. La demanda de dinero es estable, aun en presencia de sustituci´on monetaria, entonces es posible utilizar en un caso extremo las metas monetarias, ya que anteriormente lo hicimos con ´exito en el Per´ u en la d´ecada de los a˜ nos noventa. Luego, es posible predecir la demanda de dinero para saber cu´anto de oferta de dinero poder introducir en la econom´ıa. Entonces la presencia de la dolarizaci´on no impide hacer pol´ıtica monetaria con agregados monetarios. Referencias [1] Armas Adrian, Francisco Grippa, Zen´on Quispe (2001): de metas monetarias a metas de inflaci´on en una econom´ıa con dolarizaci´on parcial: El caso Peruano. En Revista Estudios Econ´omicos. Junio 2001. Banco Central de Reserva del Per´ u. 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