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7. Determinantes de la inflación: alza de costos ó presiones de demanda

Author(s):
Alejandro Santos
Published Date:
December 2010
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El Paraguay logró evadir los empujes de hiperinflación que afectaron a la mayoría de los países de América Latina en el período posterior a la Segunda Guerra Mundial, pero mientras que en los países vecinos la inflación fue declinando, en el Paraguay siguió existiendo una inflación moderada. En la región, el Paraguay y Colombia son los únicos países que no han experimentado una inflación de tres dígitos en los últimos 50 años. Sin embargo, la inflación en el Paraguay en los últimos 10 años ha sido más alta que en la mayoría de los demás países de la región, como si la experiencia de la hiperinflación (y los cambios institucionales que trajo aparejados) hubiera curado a esos otros países hasta de una inflación moderada2.

En los últimos tiempos, la inflación también ha sido sumamente volátil. Esa volatilidad refleja, en parte, los factores externos relacionados con la posición específica del Paraguay como exportador de productos básicos (sujeto a los shocks respectivos que pueden afectar a la oferta), ubicado entre dos grandes vecinos y expuesto a los efectos secundarios de las crisis financieras regionales. El Paraguay también se ha visto afectado por el alza de los precios de los alimentos y de la energía a nivel mundial3. De todas formas, no debería subestimarse el componente interno de la volatilidad de la inflación. Por ejemplo, en 2006–2007 un viraje brusco de los precios de unos pocos productos agrícolas llevó a un desacople de un año de duración entre la inflación subyacente y la inflación global, que dejó atónito al público en general.

En el presente capítulo se usan diferentes metodologías para tratar de comprender la dinámica de la inflación desde principios de la década de los noventa4. Un punto de partida lógico consiste en analizar el índice de precios al consumidor (IPC) publicado por el Banco Central del Paraguay (BCP) y sus distintos componentes. En vista de la alta volatilidad de la inflación global, el resto del capítulo se centra en los determinantes de los indicadores de la inflación subyacente. A fin de evaluar los determinantes de la inflación a largo plazo se utilizan dos métodos analíticos diferentes, que luego se combinan para aplicarlos al estudio de la dinámica de la inflación a corto plazo. Uno de esos métodos es la teoría del sobreprecio, en la que los precios se modelan en función de los costos internos y los precios importados. En el otro método, la inflación resulta de la desviación de la demanda real de dinero de sus determinantes a largo plazo. En el capítulo se evalúa, en particular, la incidencia de los diferentes agregados monetarios, desde el efectivo en circulación hasta el dinero en sentido más amplio, a fin de evaluar cuál es el más sólido. Para la estimación de todos los modelos eco-nométricos se utilizaron datos trimestrales del período comprendido entre 1991 y 2007.

Los resultados sugieren que los factores monetarios, en particular el dinero en circulación, desempeñaron un papel primordial en la determinación de la inflación a largo plazo, mientras que los precios del exterior, en especial del Brasil, y de algunos productos alimentarios, tuvieron una gran incidencia en la dinámica a corto plazo de la inflación. Existe también una dicotomía interesante entre el tipo de cambio con respecto a Estados Unidos, que influye en la demanda de dinero a largo plazo, y el tipo de cambio respecto del Brasil, que tiene relevancia para la inflación impulsada por los costos a corto plazo. La evolución de los precios de algunos alimentos tiene una incidencia que va más allá de su amplia participación en la canasta del IPC, posiblemente porque la indexación de los salarios, o las expectativas de que continúe habiendo una inflación moderada en el futuro, tienden a trabar los incrementos de los precios.

En las siguientes secciones se examinan los índices de la inflación global y la inflación subyacente y se investigan los determinantes a largo plazo de la inflación, recurriendo para ello al marco analítico de la teoría del sobreprecio y al enfoque monetario, respectivamente. Por último, el capítulo presenta la dinámica de la inflación a corto plazo y los comentarios finales.

Medición de la Inflación

No es nada sencillo obtener una medición exacta y confiable de la inflación, que sea apropiada para formular una política monetaria. Es bien sabido que la inflación global, medida por el IPC, presenta algún ruido (debido a la incidencia de sus componentes más volátiles) y cierto sesgo (debido a los efectos de sustitución)5. En esta sección se describen las características de la inflación global y se analiza el uso de otros posibles indicadores de la inflación.

Inflación Global6

Durante el período en examen, la inflación global fue volátil y acusó los efectos de un sinnúmero de shocks de la oferta (en su mayoría en los rubros alimentación y energía) que no reflejan las presiones de la demanda agregada ni los desequilibrios del mercado monetario. Los rubros alimentarios experimentaron shocks considerables de oferta en 2007 y 2008, que repercutieron en la inflación general con una intensidad muy superior a la que se hubiera podido esperar de acuerdo con su participación en la canasta. Se les puede clasificar en tres componentes principales, cada uno de ellos con su propia dinámica, independiente de la de los demás:

  • Frutas y verduras. Representan el 6,25% de la canasta del IPC (bajaron a 5% en el nuevo índice). Es, por amplio margen, el componente más volátil de la canasta, con un coeficiente de variación aproximadamente cinco veces superior al del índice en general. Por supuesto que los alimentos frescos sufren la influencia de los cambios meteorológicos, pero desde 2006 la interferencia política ha desempeñado un papel importante7. En particular, las amplias variaciones en el precio de los tomates, que representan solamente alrededor del 1% del IPC, podrían provocar una diferencia de entre 2% y 3% en el IPC global de un año a otro8. Las amplias fluctuaciones de los precios del tomate y su incidencia en el IPC global son un ejemplo perfecto del sesgo de sustitución del IPC global.

  • Productos cárnicos. Representan el 10,75% de la canasta del IPC (y prácticamente lo mismo en el nuevo índice). Esta categoría está dominada, en su mayor parte, por los productos de carne bovina, que representan aproximadamente los cuatro quintos de los productos cárnicos. El precio interno de la carne no sólo ha reflejado la influencia del precio internacional sino también el impacto de la fiebre aftosa, ya sea en el propio país o en los países productores vecinos con los que compite9. En promedio, los precios de la carne bovina representaron el 2% de la inflación anual entre 2003 y 2006.

  • Otros productos alimentarios. Representan el 18,4% de la canasta (frente al 16,5% en la nueva canasta). Históricamente han mostrado una tendencia a evolucionar en forma paralela a los precios de los rubros no alimentarios. Sin embargo, a partir de mediados de 2007, los precios de los productos lácteos y de panificación aumentaron en todo el mundo. Estos productos representan entre el 8% y el 10% de la canasta y sus precios subieron cerca de un 30% entre junio de 2007 y junio de 2008. En el caso de la leche, el aumento de precio respondió más a un problema de oferta, debido a la grave sequía que azotó a la región del Chaco argentino y paraguayo y que afectó a la producción lechera.

La oferta también sufrió los shocks provenientes de los productos energéticos, que representan aproximadamente el 3,5% de la canasta (subieron a 5,75% en la nueva canasta). Si bien el precio internacional del petróleo permaneció relativamente estable en términos nominales durante la mayor parte de la década de 1990, cayó en términos reales, con una baja importante en 1997 y 1998; a partir de entonces, el precio internacional del petróleo ha mostrado una tendencia ascendente. No hay interferencia del gobierno en el mercado de la nafta y del gas natural, de manera que los precios internos de esos dos productos siguen de cerca las tendencias internacionales, con cierto rezago. No obstante, el gobierno trata de estabilizar el precio interno del gasoil, recurriendo para ello a subsidios ocasionales. Esto agrega una fuente adicional de incertidumbre porque los precios del gasoil suelen marchar a pasos bruscos. La incidencia de los precios de la energía es captada, en parte, por los precios administrados, debido al papel que desempeña el petróleo como insumo del transporte público. Hace poco y hasta mediados de 2007, tanto los precios de la energía como los precios administrados influyeron en la reducción de la inflación global. Desde entonces, los precios administrados han subido en forma paralela a la inflación general, mientras que los precios de los combustibles han aumentado el doble de la inflación.

El gráfico 7.1 presenta varios indicadores de la orientación de la inflación. Un corte analítico interesante del IPC consiste en hacer una distinción entre bienes transables y no transables. Por razones de claridad, presentamos los bienes transables, excluidas las frutas y verduras (todos los bienes transables):

Grafico 7.1Indicadores De La Situación Inflacionaria

Fuente: Estimaciones de los autores.

  • Bienes no transables. Durante la primera mitad de la muestra, la inflación de los no transables tendió a ser sistemáticamente mayor que el promedio de la inflación subyacente; este resultado se aplica a todas las categorías de no transables (precios administrados, educación y salud, otros servicios). En cambio, a partir de 2002, los precios de los bienes no transables han sido sistemáticamente más bajos, aunque se excluyan los precios administrados10. Quizás sea el reflejo de la incidencia de la caída del salario real en el sector público desde 2001, como lo demuestra la tasa más baja de inflación de la educación o la salud, pero también puede deberse, en términos más generales, a un entorno menos inflacionario, que se reflejó también en la tendencia decreciente de los costos unitarios del trabajo.

  • Bienes transables. Las bruscas subidas de la inflación en 1998, 2003 y 2006 estuvieron impulsadas principalmente por los bienes transables. El Paraguay experimentó una depreciación considerable respecto del dólar estadounidense en 1998 y 2003. En cambio, en 2006, la depreciación frente al dólar fue relativamente moderada (y siguió a un período de apreciación), pero el guaraní se depreció respecto del real brasileño. Además, el aumento de los precios de los combustibles parece haber contribuido a este último episodio de inflación.

Mediciones de la Inflación Subyacente

Los índices de la inflación subyacente, pueden extraerse de los factores transitorios y ayudar a identificar el componente permanente de la inflación. El BCP elabora dos indicadores de la inflación subyacente basados en exclusiones: el “IPCX,” que es la inflación global excluyendo las frutas y verduras, y el “IPCX1,” que también excluye el rubro combustibles y los productos con precios administrados. Además, sugerimos dos índices alternativos de la inflación subyacente, un índice simple de inflación de los productos no alimentarios y un índice recortado. A continuación se analizan las propiedades de los diferentes índices de la inflación subyacente.

Un índice alternativo de la inflación subyacente podría excluir todos los productos alimentarios y los combustibles, como se hace en algunas economías avanzadas. Si bien puede considerarse que los rubros alimentarios escapan al control de la política monetaria porque están impulsados, ante todo, por los shocks provenientes de la oferta, esa exclusión parecería muy radical, ya que los alimentos representan entre el 35% y el 40% del IPC.

Por último, se podría crear un indicador de la inflación subyacente con un índice recortado, que excluiría algunos rubros en función de su volatilidad en un mes dado, más que porque pertenezcan a una categoría específica de bienes. Un índice recortado excluye una porción fija de los rubros que hayan tenido la mayor disminución y de los que hayan registrado el mayor aumento. De esta manera, los índices recortados excluyen un gran ajuste excepcional—por ejemplo, un fuerte aumento repentino del precio de un rubro a causa de perturbaciones de la oferta. Tienden a dar una idea de la dirección general de la inflación. Los índices recortados que excluyan en forma simétrica las variaciones máximas y mínimas de los precios por lo general van a estar sistemáticamente sesgados hacia abajo, por la tendencia que tienen los precios a aumentar en forma brusca pero a moderarse en forma gradual (Silver, 2006). En cambio, los índices asimétricos pueden reflejar mejor la tendencia inflacionaria subyacente. Elaboramos cuatro indicadores recortados diferentes: dos de ellos excluyendo sistemáticamente el 10% y el 20% de los componentes más volátiles, y dos índices asimétricos excluyendo un tercio de los más volátiles y dos tercios de los que son menos volátiles11.

Propiedades de los Indicadores de la Inflación

La elección entre los diferentes índices de la inflación subyacente depende del uso que se les quiera dar, es decir, si el índice se va a utilizar para identificar las tendencias inflacionarias actuales, o para medir la inflación producida por un exceso de demanda agregada, o para tener una idea de la inflación futura. A fin de evaluar las propiedades de los índices de la inflación subyacente anteriormente analizados, el cuadro 7.1 presenta un conjunto de diferentes indicadores que miden las propiedades deseables de los índices de inflación subyacente:

Cuadro 7.1Propiedades De Los Indicadores De La Inflación

(Variación internanual en el período 1995–2007)1

RMSE con promedio

en (meses)2
Propiedad de atractor con

horizonte de (meses)3
Causalidad de Granger

con rezagos de (meses)4
MediaMedianaDesviación

estándar
Sesgo361813G13G
Global8,88,23,60,03,62,4
IPCX8,58,03,7–0,23,52,30,170,580,530,070,00*0,00*
IPCX17,87,43,7–0,13,72,50,060,340,380,710,03*0,05
No alimentarios8,38,63,9–0,53,22,50,120,390,620,02*0,04*0,05
Indice simétrico recortado
Al 10%6,15,53,1–2,73,83,00,220,871,380,050,00*0,00*
Al 20%4,94,42,8–3,94,64,00,230,901,440,03*0,00*0,00*
Indice asimétrico recortado
Al 10%9,08,23,40,23,22,00,190,740,800,160,00*0,00*
Al 20%7,46,93,3–1,43,32,20,200,781,130,04*0,00*0,00*
Fuente: Estimaciones del personal del FMI.
  • Punto de referencia. La desviación estándar mide la volatilidad del índice. De manera similar, el sesgo mide la desviación del índice respecto de la inflación global. Aunque la inflación global puede ser más volátil que los índices de la inflación subyacente, sigue siendo el índice más integral y, como tal, se toma como punto de referencia para calcular el sesgo.

  • Volatilidad. La raíz cuadrada del error cuadrático medio mide la desviación de los índices con el promedio móvil (a lo largo de un período de 18 o 36 meses) de la inflación global. Esto permite saber, en forma aproximada, si los índices reflejan la inflación a mediano plazo.

  • Atracción. Encambio, la medida de atracción propuesta por Márques y otros (2003) da una visión más de futuro. Mide el coeficiente de regresión de la diferencia entre la inflación del período h futuro y la inflación actual, con la diferencia entre los valores globales y básicos actuales12.

  • Causalidad. Las pruebas de causalidad de Granger también dan alguna idea de las propiedades de predicción futura del índice básico. Estas pruebas indican si los valores rezagados de la inflación subyacente tienen algún poder de predicción de la inflación global. En el cuadro no indicamos el poder predictivo de la inflación global que tiene el índice subyacente considerado.

En el período de la muestra, todos los índices básicos fundados en la exclusión muestran una volatilidad algo superior a la inflación global. Estos índices también están sesgados hacia abajo, y el sesgo mayor corresponde al IPCX1 debido al aumento considerablemente mayor de los precios administrados y de los combustibles, en comparación con otros precios13. En cambio, y de acuerdo a lo esperado, los índices recortados medios muestran una volatilidad mucho menor, pero a expensas de un sesgo importante en los índices simétricos. Los índices asimétricos, con excepción de apenas un 10% de los artículos de la canasta, tienen una menor volatilidad y un pequeño sesgo (positivo).

En cuanto a qué índice representa mejor al promedio de la inflación en el mediano plazo, la inflación de los productos no alimentarios y el índice asimétrico al 10% tienen la mejor raíz cuadrada del error cuadrático medio para la inflación medida como un promedio móvil durante un período de 36 meses. Si se mide la inflación a mediano plazo durante el promedio móvil de 18 meses, solamente los índices asimétricos tienen raíces cuadradas del error cuadrático medio muy inferiores.

En cuanto a las propiedades de predicción de los índices de la inflación subyacente, los índices asimétricos también presentan el valor absoluto del coeficiente más cercano a la unidad. Los índices simétricos tienden a subestimar la inflación global futura, mientras que los índices basados en la exclusión tienden a sobrestimar la inflación global futura incluso en mayor medida que el índice asimétrico. Las pruebas de causalidad de Granger muestran que la mayoría de las variables tienden a causar inflación global en el sentido de Granger en horizontes más lejanos (tres a seis meses), a excepción del IPCX1 y la inflación de los productos no alimentarios.

Resumiendo, en esta sección se demuestra que un índice recortado asimétrico, preferentemente con un corte más bajo (del 10% de la canasta), podría ser útil para complementar los indicadores de la inflación subyacente que el BCP está utilizando en la actualidad. De los índices básicos fundados en la exclusión utilizados por el BCP, el IPCX tiene mejores propiedades estadísticas que el IPCX1, que es más limitado. En cambio, la inflación de los productos no alimentarios suele ser un índice de inflación subyacente mediocre, porque la tendencia es a presentar mayor volatilidad, un sesgo mayor que el IPCX, o menor valor predictivo de la inflación futura, considerando un horizonte lejano14, 15.

Sistema Analítico y Empírico

En esta sección se describe el marco analítico y empírico utilizado para evaluar los determinantes de la inflación. Esos determinantes se basan en dos marcos teóricos diferentes: 1) la teoría de la inflación del sobreprecio, y 2) la teoría monetaria de la inflación. Como la mayoría de las variables son no estacionarias, las ecuaciones pertinentes se estiman recurriendo a técnicas de cointegración.

La Inflación En Tanto que Sobreprecio de los Costos

En la teoría de la inflación del sobreprecio, se parte del supuesto de que los precios internos al consumidor (P) son un sobreprecio de los costos totales al productor. Los costos internos se miden por los costos unitarios del trabajo (CUT) y otros insumos internos (Pa), tales como el combustible o los precios administrados, mientras que los costos externos están representados por los precios de los diversos socios comerciales (Pm). Esta relación puede formularse como:

en que eμ–1 es el sobreprecio al consumidor por encima de los costos del productor. Este modelo puede expresarse en forma de logaritmo lineal, con las letras minúsculas denotando el logaritmo de la variable:

Si se acepta la restricción α + β + γ = 1 (homogeneidad lineal), los precios son un promedio ponderado del costo unitario del trabajo, otros insumos internos y los precios del exterior. Si se incluyen el combustible y los precios administrados como factores de costo separados, podremos medir tanto su efecto directo (por medio de sus componentes en la canasta del IPC), como el indirecto (por el efecto secundario, por ejemplo, de un shock de los combustibles sobre otros precios)16.

La Inflación Como Resultado de un Exceso de Oferta Monetaria

En la teoría monetaria de la inflación, se considera que la inflación es impulsada por el exceso de oferta de dinero en relación con la demanda. El equilibrio en el mercado de dinero implica que la oferta monetaria real (M/P)s es igual a la demanda monetaria real (M/P)d.

Esta condición de equilibrio puede formularse como un logaritmo lineal:

en que ms es el logaritmo de la oferta monetaria, p el logaritmo del nivel de precios y la demanda de saldos reales de dinero, md, es una función positiva del logaritmo del ingreso real, y, y una función negativa del costo de oportunidad de la tenencia del dinero, i. El ingreso real capta el motivo transaccional de la tenencia de dinero, mientras que el costo de oportunidad capta cierto efecto de arbitraje de la cartera (motivos preventivos y especulativos).

Si se supone que la demanda de dinero es lineal en sus determinantes y si se normaliza el coeficiente del precio, la relación verificable de la demanda monetaria a largo plazo derivada de la ecuación (2) tendrá la siguiente forma:

en que vt es una constante (vt = v0) o una constante y una tendencia (vt = v1t+v0) si la especificación incorpora el efecto de traslados de los parámetros a largo plazo. En la forma funcional se pueden probar una serie de restricciones de la relación de la demanda monetaria:

  • Ilusión monetaria. El caso en que mt y pt están cointegradas con β1 = 1 implica la homogeneidad de los precios a largo plazo: en el largo plazo, el dinero y los precios se mueven juntos (es decir, ninguna ilusión monetaria).

  • Velocidad constante. El caso en que el dinero, los precios y el ingreso están cointegrados con β1 = -β2 =1 y vt es una constante, implica que la velocidad del dinero es estacionaria: esto significa movimientos comunes del dinero, los precios y el ingreso (es decir, nada de ilusión monetaria ni de elasticidad unitaria del ingreso en la demanda de dinero). En este caso, el modelo resultante es comparable a la teoría cuantitativa del dinero, aumentada por un término asignado al costo de oportunidad.

Metodología Econométrica

Como las variables de interés son no estacionarias17, para hacer la estimación usamos las técnicas de cointegración. El método del vector de autorregresión cointegrado (VAR), o modelo de vectores de corrección de errores (VECM) de Johansen (1991)18, nos permite determinar la existencia y el número de relaciones de cointegración, haciendo una distinción entre las tendencias estocásticas y las relaciones de cointegración. También permite abarcar tanto la dinámica a largo plazo como la dinámica a corto plazo. No obstante, los coeficientes estimados pueden ser inestables si las muestras son pequeñas. Para verificar la solidez de los coeficientes, usamos también la metodología de los mínimos cuadrados ordinarios dinámicos (DOLS) de Stock y Watson (1993). Esta metodología arroja estimaciones coherentes del coeficiente de una relación de cointegración pero, a diferencia del procedimiento de Johansen, no verifica la existencia de una relación de cointegración.

A corto plazo, los precios sufren la influencia de la desviación del equilibrio a largo plazo y de los shocks de corta duración. Las relaciones a largo plazo las dan las ecuaciones (1) y (3) precedentes. La ecuación aplicable al corto plazo es la siguiente:

en que xt es el vector de las variables endógenas y vt es un vector que capta las constantes o tendencias de corto o largo plazo. Una estructura de rezago de k=2 implica un único término en la diferencia correspondiente a la dinámica a corto plazo. La relación de corrección del error a largo plazo está dada por βXt-1 mientras que ɑ representa al coeficiente de carga del vector de cointegración, lo que da una idea de la velocidad del ajuste luego de una desviación respecto de la relación de equilibrio. Además de las variables endógenas, la dinámica a corto plazo también puede verse influida por algunas variables exó-genas (no representadas en la ecuación (3) precedente). Si se cumple una exogeneidad débil de las otras variables más allá de los precios, la dinámica de la inflación puede estimarse en un entorno simple de una sola variable, mezclando variables en las diferencias con la relación de cointegración a largo plazo.

El coeficiente de carga es especialmente importante para la estabilidad. Si suponemos que el coeficiente del precio se normaliza en 1 en el vector de cointegración, un coeficiente de carga negativo y significativo α en la dinámica de los precios a corto plazo significa que la relación se puede interpretar como una relación de corrección de error: una desviación del precio de su relación a largo plazo en un período dado, conduce a una contracción de los precios en el período siguiente y, de esa forma, a un retorno al valor de largo plazo. En cambio, un coeficiente positivo significa que la dinámica de la inflación se caracteriza por un crecimiento desenfrenado y que las desviaciones de la relación a largo plazo se autorrefuerzan.

El modelo se estima con datos trimestrales desde el primer trimestre de 1991 (1991T1) hasta el tercer trimestre de 2007 (2007T3), aplicando una estrategia de estimación en dos etapas. Las dos relaciones de larga data (2) y (5) se estiman en forma independiente en un entorno cointegrado y luego se combinan para estudiar la dinámica a corto plazo. Este método en dos etapas se ha aplicado con éxito en otros países19.

Aunque menos eficiente desde el punto de vista econométrico, este enfoque nos permite encontrar estimaciones más cercanas a los supuestos teóricos.

Teoría de la Inflación Del Sobreprecio

En los cuadros 7.2 y 7.3 figura un resumen de los resultados de la ecuación del sobreprecio (el cuadro 7.A.6.3 del apéndice presenta los detalles completos de la regresión y también un modelo alternativo). Los resultados se presentan con una estructura de rezago de tres cuartos para el VAR, si bien verificamos la solidez de los resultados con diferentes estructuras de rezago20. En el apéndice 7.6 se presentan los resultados correspondientes a los diversos índices de inflación. En el entorno preferido que se presenta a continuación, la inflación se mide por el índice de la inflación subyacente del IPCX1.

Cuadro 7.2Resumen De Resultados Del Modelo Del Sobreprecio
RestringidoIrrestrictoCuadrados mínimos

ordinarios dinámicos
Vector de cointegración1
IPCX111
CUT-0,79*-0,78*0,77*
IPC brasileño-0,24*-0,22*0,14*
Coeficiente de carga0,050,05
Probabilidad de restricción0,63
Fuente: Estimaciones del personal del FMI.
Cuadro 7.3Dinámica A Corto Plazo1
Coeficiente de carga
CoeficienteDesviación estandarR2
IPCX10,06-0,050,41
CUT0,29*-0,060,67
IPC Brasil0,17-0,100,38
Fuente: informes del personal del FMI

El costo unitario del trabajo (CUT) es sumamente importante y es el principal determinante de los precios internos. El valor del coeficiente es bastante estable en las diferentes especificaciones (entre 0,75 y 0,9) y sólido ante los distintos supuestos en lo que se refiere a la estructura de rezago del VECM (o ante la inclusión de otras variables). No obstante, en comparación con otros estudios, el coeficiente del CUT está en el extremo superior de la escala21.

A fin de representar la inflación importada, utilizamos los tipos de cambio de los principales socios comerciales (Estados Unidos, Brasil, Argentina), con o sin corrección para la inflación. Se observa que los precios al consumidor en Brasil parecen influir en la inflación del Paraguay más que ningún otro indicador de la inflación importada. El tipo de cambio del dólar estadounidense no es significativo, como tampoco lo es el tipo de cambio efectivo nominal. Por el contrario, el IPC brasileño es significativo y su coeficiente se mantiene estable, en el entorno de ¼ a –1/3. Lo que sorprende en cierta medida es la poca significación del tipo de cambio del dólar estadounidense, en vista del alto coeficiente de transferencia inmediata del tipo de cambio al precio que se observa en la diferencia del VAR. La mayor significación del IPC brasileño en comparación con el argentino puede atribuirse a la proporción relativamente más alta de las importaciones provenientes del Brasil y al mayor grado de integración económica con el Brasil, sobre todo en la parte este del país (gráfico 7.2)22.

Grafico 7.2Inflación Básica Y Participaciól De Las Importaciones

(Porcentaje del PIB)

Fuente: Estimaciones del personal del FMI.

En cambio, no detectamos una incidencia considerable ni de los precios del petróleo ni de los precios administrados. La poca importancia de estas variables es sorprendente, pero mantiene su solidez ante los diferentes supuestos del modelo23.

Para nuestro modelo de referencia se acepta la restricción de homogeneidad lineal. La ecuación sugiere, en particular, que aproximadamente el 80% de la inflación subyacente (IPCX1) se se puede explicar por el aumento del costo unitario del trabajo (CUT), mientras que el 20% restante puede atribuirse a la inflación importada de Brasil (IPC Brasil). Sin embargo, el modelo es algo sensible a la elección del indicador de inflación para la variable dependiente. Cuando se estima el modelo utilizando los precios transables básicos (en lugar de los precios básicos), el coeficiente del IPC brasileño tiene la misma ponderación que el CUT, de alrededor de 0,8 (en esta especificación se rechaza la restricción de la homogeneidad de los precios). El modelo que usa el IPC brasileño y el CUT como variable explicativa tuvo peores resultados cuando la variable dependiente era el IPCX en lugar del IPCX1: la restricción de la homogeneidad se acepta con el IPCX1 a un nivel de significación alto, pero no con el IPCX. Cuando el modelo se estima con el DOLS, el coeficiente correspondiente a la inflación brasileña tiende a ser aún más bajo, de 0,14.

Sin embargo, el modelo no resulta eficiente como mecanismo de corrección de errores para los precios y explica menos de la mitad de la dinámica de la inflación a corto plazo. En general, el coeficiente de carga del vector de cointegración en la dinámica de los precios a corto plazo no es significativo (o significativo con el signo erróneo), lo que quiere decir que las desviaciones de los precios al consumidor de los determinantes a largo plazo tienen poca influencia sobre los precios en el corto plazo. En cambio, el coeficiente es altamente significativo y con el signo correcto para la dinámica del CUT. El modelo también explica mejor la dinámica a corto plazo del CUT, lo que sugiere que el vector de cointegración identificado puede ser más relevante para una ecuación de salarios que para una ecuación del IPC y que la relación puede indicar un vínculo más fuerte de los precios con los salarios que a la inversa. Este resultado puede derivarse del mecanismo de ajuste del salario mínimo, que es automático cuando la inflación acumulada llega al 10% a partir del último ajuste24. Aunque el salario mínimo ejerce una influencia directa solamente en el sector formal, también puede afectar a otros costos laborales, ya que representa un salario de referencia para los trabajadores en general.

Teoría de la Inflación Monetaria

La Demanda de Dinero25

En la presente sección, la inflación se mide por la inflación subyacente del IPCX. Como en el caso anterior, la especificación del VAR se fundamenta en el juicio crítico personal y en pruebas estadísticas. La elección de la estructura de rezago del VAR se basa en el juicio crítico más que en criterios de información exclusivamente26.

En un modelo no restringido, los coeficientes del dinero están cercanos a la unidad (cuadro 7.4). El modelo no puede rechazar la restricción de la homogeneidad del precio a largo plazo (el coeficiente unitario del dinero) a niveles de significación razonables (es decir, no hay ilusión monetaria). Por el contrario, el supuesto de velocidad constante se rechaza por escaso margen, mientras que las pruebas de traza y de valor propio no interpretan al vector que resulta de las restricciones como un vector de cointegración. Una respuesta más fuerte de la demanda real de dinero al ingreso real puede reflejar la monetización gradual que experimentó la economía durante el período. El coeficiente es más alto que el resultante del modelo de Baumol-Tobin (que predice una elasticidad del ingreso de 0,5), y también más alto que el que predice el modelo monetarista tradicional (en la teoría cuantitativa del dinero la elasticidad del ingreso es igual a 1). Si bien supera las predicciones del modelo teórico, la elasticidad del ingreso está de acuerdo con los resultados de otros estudios27.

Cuadro 7.4Modelo Con Dinero En Circulación
No restringidoRestringido1Restringido2
Vector de cointegración
IPCX111
Dinero en circulación–1,08*–13–13
Producción1,97*1,50*1,65*
Costo de oportunidad–0,65*–0,75*–0,69*
Coeficiente de carga–0,11*–0,10*–0,10*
Probabilidad de restricción0,48*0,21*
Fuente: Estimaciones del personal del FMI.

Se utilizaron diversas variables para representar el costo de oportunidad de la tenencia de guaraníes. La que mejor captó esta relación fue la depreciación regresiva interanual del guaraní respecto del dólar.

Un modelo que tenga, o bien la depreciación regresiva trimestral del tipo de cambio, o bien la depreciación progresiva del tipo de cambio (suponiendo una previsión perfecta), es menos sólido en términos de coeficientes o de número de relaciones de cointegración. Cuando se introducen en el modelo dos costos de oportunidad - por ejemplo, la depreciación regresiva anual con respecto al dólar estadounidense y el rendimiento de los depósitos a plazo en guaraníes, las pruebas de cointegración sugieren la existencia de una relación de cointegración o de ninguna, mientras que algunos coeficientes no son significativos o muestran un signo inesperado28.

Las técnicas de estimación recursiva para evaluar una ruptura en un régimen muestran que el modelo de demanda de dinero ha permanecido bastante estable en los últimos tres años (2005–2007), pero que posteriormente se interrumpe (gráfico 7.3). Efectuamos una regresión continuada para los últimos tres años, estimando el modelo en un lapso gradualmente creciente. Si se excluye el período 2005–2007, el impacto sobre los coeficientes del modelo es escaso. En cambio, se vuelve inestable cuando se excluye 2004. Una estimación alternativa sin el costo de oportunidad del dinero (sólo a fines indicativos, ya que las pruebas no muestran de manera coherente la existencia de una relación de cointegración) sugiere que esto puede deberse a la alta variabilidad del tipo de cambio en torno a este período.

Grafico 7.3Estimación Recursiva Del Modelo De Demanda De Dinero Con La Moneda En Circulación

Fuente: Estimaciones del personal del FMI.

La Demanda de Dinero en Sentido Estricto y en Sentido Amplio

Los resultados de la estimación de la demanda en base a M1 y M2 tienden generalmente a ser más débiles que los relativos al dinero en circulación, lo que refleja las variaciones significativas y bruscas de esos agregados en el período de la muestra29. Por otra parte, las estadísticas de prueba sugieren la existencia de una segunda relación de cointegración que es difícil de interpretar30. La dificultad para estimar una función estable de la demanda de dinero para M1 y M2, cuando se trata al mismo tiempo de encontrar una demanda monetaria estable, puede reflejar la recurrencia de una crisis bancaria durante el período de la muestra, en que los depósitos podrían perderse en una crisis financiera, mientras que el efectivo es un activo seguro porque siempre es aceptado y pagado (cuadro 7.5)31.

Cuadro 7.5Agregado Monetario 1990–2007(Porcentaje como proporción del PIB)
1990199620022007
Dinero en sentido amplio M320,127,028,324,3
Depósitos en moneda extranjera2,99,116,59,6
Dinero M217,317,911,814,7
Depósitos a plazo y cajas de ahorro3,57,11,91,6
Dinero en sentido estricto M17,27,77,611,3
Depósitos a la vista3,23,33,66,7
Efectivo en circulación4,14,44,04,6

Las variables incluidas en el vector del mecanismo de corrección de errores comprenden la demanda y la rentabilidad, pero no la necesidad de liquidez, lo que puede explicar la conversión masiva de los depósitos a plazo y en caja de ahorro en moneda nacional, en depósitos a la vista o en moneda extranjera, afectando así a M1 y M2. En cambio, los resultados del dinero en sentido amplio son congruentes con la teoría cuantitativa del dinero. La estimación de M3 da un coeficiente de dinero cercano a la unidad. Además, el coeficiente de ingresos también se acerca a la unidad (cuando se mide el costo de oportunidad como el margen entre los activos dentro de M3 y las letras de regulación monetaria (LRM)). En esta especificación también se acepta la elasticidad unitaria del coeficiente de ingresos, lo que significa que la velocidad del dinero es estacionaria. La importancia de la tasa de las LRM da una idea de la eficacia de la política monetaria, ya que la tasa de interés derivada de esa política influye sobre las decisiones del público en cuanto a la tenencia de dinero en sentido amplio. De todos modos, estos resultados hay que tomarlos con cautela por varias razones: el factor de carga es importante pero, si tiene el signo erróneo, dificulta la interpretación de la relación como una relación de equilibrio; la prueba del valor propio sugiere la existencia de otra relación de cointegración; por último, como se dijo anteriormente, no hubo gran disponibilidad de LRM durante la primera mitad del período de la muestra.

El impacto del agregado monetario sobre las fluctuaciones de la inflación a corto plazo tiende a disminuir en el caso de los agregados más amplios. Si se comparan los resultados de la estimación entre diferentes agregados monetarios se ve que el coeficiente de carga tiende a decrecer a medida que el agregado monetario se amplía (cuadro 7.6). Para el dinero en circulación, el coeficiente de carga en la relación a largo plazo es significativo (entre 0,07 y 0,11), e implica que la mitad de la desviación de la relación de equilibrio se absorbe en un lapso de un año a un año y medio. En cambio, el punto de referencia de la vida media está más cercano a los tres a seis años para M1 y M2. Dadas las otras propiedades estadísticas débiles de los resultados de los agregados monetarios más amplios, esto hace que el dinero en circulación sea el agregado más relevante para el estudio de las fluctuaciones de la inflación en el corto plazo.

Cuadro 7.6Comparación De Los Resultados Con Diferentes Agregados Monetarios
Agregado monetarioDinero en

circulación
M1M2M3
Coeficiente de carga10,07*–0,13*0,02*–0,04*0,04*n/d
Vida media de la desviación (en trimestres)4–713–2525
Homogeneidad de precios
Velocidad constanteNoNoNoNo
Coeficiente de ingresos21,5*–1,6*1,6*–2,9*0,6*–1,6*0,5 n.s.–1*
Costo de oportunidad pertinenteDepreciación frente al US$Título de esterilización (LRM)
Fuente: Estimaciones del personal del FMI.Nota: * Indica un nivel de significación estadística del 5% y n.s. indica que no es significativo.

¿por Qué la Inflación no HA Subido A la Par del Fuerte Crecimiento Monetario?

A partir de 2005, el aumento excesivo del dinero en circulación en comparación con el PIB nominal planteó preocupaciones por su potencial de exacerbar las presiones inflacionarias (gráfico 7.4). Algunos observadores del mercado sostienen que el impacto limitado del gran crecimiento monetario sobre la inflación desde 2005 se debe a la remonetización ocurrida después de la contracción y al bajo crecimiento del dinero en circulación que siguieron a la turbulencia monetaria y bancaria de 2001–2002. Si bien el tema se examinará en la próxima sección (en el contexto del análisis de los determinantes de la inflación a corto plazo), la relación de cointegración a largo plazo ya identificada en relación con el dinero puede arrojar luz sobre esta cuestión.

Grafico 7.4Inflación Subyacente Y Vector De Cointegración

Fuente: Estimaciones del personal del FMI.

El coeficiente del ingreso real en el modelo de referencia de la demanda de dinero es alto y ya capta la monetización de la economía en el período de la muestra. Además, la apreciación del tipo de cambio respecto del dólar (inducida por condiciones externas favorables) hace que la moneda nacional sea más atractiva, lo que explica un aumento adicional de la demanda de dinero real. Como puede verse en el cuadro 7.7, este efecto fue casi tan importante como el del ingreso real en 2007 y contribuyó considerablemente a reducir la diferencia entre la inflación real y la esperada (medida por la relación de cointegración)32. En 2008, el aumento del dinero en circulación alcanzó un nivel récord, y la desviación del equilibrio a largo plazo aumentó, a pesar de una apreciación considerable de la moneda, de alrededor del 20%. En esos dos años, la inflación esperada en base a la relación a largo plazo se mantuvo por encima de la inflación real, lo que apunta a posibles riesgos de inflación. Como puede verse en el gráfico 7.4, un aumento de la desviación del dinero en circulación respecto de su relación a largo plazo, es seguido de un repunte inflacionario.

Cuadro 7.7Determinantes De La Inflación En 2007 Y 20081
En 2007En 2008
CoeficienteCrecimientoContribuciónCrecimientoContribución
Moneda124,224,232,432,4
Ingreso real–1,656,4–10,64,4-7,3
Costo de oportunidad0,69–9,8–6,8–12,7–8,8
Inflación esperada6,832,4
Inflación real5,310,5
Fuente: Estimaciones del personal del FMI.

Durante el período más reciente, la correlación entre el fuerte crecimiento de la cantidad de dinero y la apreciación de la moneda no es un accidente. La apreciación refleja, en parte, una reversión después de la depreciación de los años anteriores vinculada a los shocks regionales e internos (la crisis argentina de 2001 y sus efectos secundarios sobre el sistema bancario paraguayo con una crisis bancaria en 2002). Además, los importantes ingresos de capital y las mejoras en la cuenta corriente han llevado al BCP a reconstituir sus reservas internacionales. La circulación de dinero aumentó ya que solamente se esterilizó una pequeña parte de las reservas internacionales acumuladas. El modelo sugiere que la apreciación de la moneda contribuyó a aumentar la demanda de saldos de dinero real en moneda nacional, limitando así el impacto inflacionario de un mayor crecimiento monetario. No obstante, el modelo predice que el aumento de la cantidad de dinero es superior a lo que sería necesario para evitar estimular las presiones inflacionarias.

Grafico 7.5Estadísticas Básicas Sobre Agregados Monetarios

Fuente: Estimaciones del personal del FMI.

Determinantes de la Inflación a Corto Plazo

Dinámica a Corto Plazo

En esta sección se tienen en cuenta los resultados a largo plazo obtenidos en las secciones precedentes a fin de estudiar la dinámica de la inflación subyacente a corto plazo. Como se vio en la sección anterior con respecto al modelo de vectores de corrección de errores (VECM) con dinero en circulación, la prueba de exogeneidad débil nos permite analizar por separado la ecuación de la inflación. Se parte del supuesto de que los coeficientes de las variables en la relación de largo plazo son los del modelo con homogeneidad de precios y exogeneidad débil. Se agrega también una segunda relación de largo plazo del modelo de sobreprecio. Como el objetivo es medir la inflación subyacente por el IPCX, se elige el coeficiente que tiene esa medida de la inflación en el modelo sin restricciones y luego se analizan por separado los coeficientes de la dinámica a corto plazo. Al principio se incluyen todas las variables endógenas de los modelos de vectores de corrección de errores con dos rezagos (ecuación “inicial”), luego las reducimos a las variables significativas y agregamos unas pocas variables exógenas (ecuación “final”). En el cuadro 7.8 figuran los resultados de estas dos ecuaciones; en la primera columna se presentan solamente los coeficientes estadísticamente significativos (con excepción de la ecuación de sobreprecio a largo plazo). Los dos primeros rezagos de la inflación son significativos, lo que demuestra la persistencia de los shocks de los precios33.

Cuadro 7.8Dinámica De La Inflación Subyacente
InicialFinal
Coeficientes de carga a las relaciones de cointegración a largo plazo
Ecuación de demanda de dinero–0,05***–0,04***
Ecuación de sobreprecio0,04
Corto plazo
d Precio (–1)0,49***0,42***
d Precio (–2)–0,30***–0,22**
d CUT0,17**
d IPC Brasil (–1)0,06***0,03*
d Precios administrados0,10**
d Frutas y verduras0,02***
Constante0,55**0,50***
Estadísticas
R20,650,74
Probabilidad logarítmica208,8218,40
Durbin-Watson2,021,86
Criterios de Akaike–6,25–6,51
Criterios de Schwartz–5,99–6,17
Fuente: Estimaciones del personal del FMI.

La relación de cointegración a largo plazo en el modelo de sobreprecio es insignificante y los coeficientes de autorregresión también carecen de significación. El cambio contemporáneo del CUT se introdujo para mejorar el ajuste y resultó significativo. En este caso, el primer coeficiente de autorregresión para el precio también tiende a ser menor, lo que sugiere que el CUT influye sobre los precios porque actúa como el ancla de la inercia de la inflación. El CUT también puede tener un efecto directo y aumentar los costos de los insumos de los productos que se tienen en cuenta en el índice de precios al consumidor34.

En lo que se refiere a la inflación importada, el tipo de cambio de la moneda brasileña incide en la dinámica de la inflación más que ningún otro tipo de cambio. La fluctuación de los precios en Brasil también influye sobre la dinámica de la inflación a corto plazo (pero lo sorprendente es que no es así para las variaciones del tipo de cambio del guaraní frente al dólar estadounidense). Las variaciones trimestrales de los precios del Brasil entran en la ecuación con un rezago de un trimestre (debido a que la variación contemporánea de los precios en Brasil no es significativa)35.

Estos resultados son interesantes porque en el mismo modelo de inflación, hay dos tipos de cambio diferentes que inciden en los resultados; uno, en la ecuación de la demanda monetaria a través del costo de oportunidad (el tipo de cambio del guaraní/dólar estadounidense), y el otro, en la dinámica a corto plazo a través de su incidencia en los productos importados (el tipo de cambio del guaraní/real brasileño). Sin embargo, no se puede descartar la posibilidad de que el impacto del tipo de cambio guaraní/dólar estadounidense (captado en la relación de cointegración a largo plazo), más allá de reflejar el arbitraje de cartera, refleje cierto impacto de la inflación importada tradicional. En este caso, sin embargo, la incidencia del tipo de cambio del dólar estadounidense debería seguir siendo menor que la del real brasileño36.

Por último, a fin de enriquecer el análisis, se introdujeron componentes específicos del IPC en el análisis de la dinámica a corto plazo, en particular dos medidas de los precios del petróleo—se convirtieron los precios internacionales a moneda nacional y el componente interno del combustible se obtuvo directamente del IPC. Lo sorprendente es que ninguna de estas variables es significativa, aunque uno hubiera esperado que el coeficiente lo fuera y que fuera además superior a la participación de los combustibles en el IPC básico para dar cuenta del efecto secundario. En cambio, los precios administrados son significativos y con un coeficiente levemente superior a su participación en el IPC básico: el coeficiente estimado es de 0,10 frente a una participación de 8,3 en el IPCX. Es probable que esto refleje el hecho de que los dos rubros principales (el transporte urbano y la electricidad, que juntos representan los dos tercios de las ponderaciones de los precios administrados) son componentes importantes del costo de otros productos. Por último, aunque las frutas y las verduras se excluyeron del índice de inflación subyacente, tienen un efecto específico aunque modesto en la dinámica de la inflación subyacente, posiblemente porque tienden a reforzar la inercia de la inflación.

El modelo ampliado explica con exactitud la dinámica de la inflación a corto plazo. Explica aproximadamente los tres cuartos de la varianza de la inflación durante el período de la muestra (gráfico 7.6). En el modelo ampliado con variables exógenas adicionales en el corto plazo, el coeficiente de carga frente a la relación de cointegración se reduce a la mitad: a –0,04 frente a –0,07 en el VECM restringido y hasta –0.13 en algunas especificaciones no restringidas presentadas anteriormente. El modelo se utiliza también para hacer una predicción para 2008 fuera de la muestra, utilizando datos reales para las variables exógenas. El modelo capta el aumento de la inflación subyacente en 2008; su tendencia es también a subestimar los resultados reales en aproximadamente 1 punto porcentual.

Grafico 7.6Inflación Subyacente

Fuente: Estimaciones del personal del FMI.

Contribuciones Dinámicas

Las contribuciones dinámicas nos permiten visualizar el papel de los shocks pasados y contemporáneos sobre cada variable explicativa estimada en un modelo de una única variable. Se producen invirtien-do la estructura polinómica del modelo. Usando la ecuación (6) y anotaciones aproximadas en términos de coeficientes, podemos extraer una ecuación de una variable para los precios:

en que pt es el índice de precios, zt un vector de variables endógenas o exógenas, y el término γ describe o los escalares o los vectores de los coeficientes, según corresponda. Utilizando el operador rezagado L, podemos definir dos polinomios A(L) y B(L) tal que:

La contribución dinámica de cada variable de zt a la inflación se deriva reordenando y diferenciando esta ecuación de forma tal que:

Dado que las contribuciones dinámicas se basan en polinomios infinitos (debido a la inversión de A(L)), su precisión es menor para la parte anterior de la muestra.

Las contribuciones dinámicas muestran que el grueso de la dinámica de la inflación está impulsado por la evolución del dinero en circulación, lo que no es de sorprender dada la estructura del modelo que impusimos y verificamos sobre los datos (gráfico 7.7). No obstante, la cantidad de dinero en circulación tiene menos influencia en la dinámica a corto plazo, y ninguno de los aumentos bruscos periódicos de la inflación—como los registrados en 1999, 2003 y 2005—están directamente relacionados con el dinero en circulación. A partir de 2004, la cantidad de dinero en circulación contribuyó a la inflación en un 10% a un 12%, lo que hubiera empujado la inflación hacia arriba si ese impacto no hubiera sido compensado por dos factores ya analizados anteriormente: 1) una fuerte demanda monetaria relacionada con el motivo de la transacción (ingresos reales), que tuvo un impacto negativo en la inflación al pasar del 2% al 5% a partir de 2004, y 2) la apreciación del guaraní, que redundó en una mayor demanda de moneda nacional y contribuyó a reducir la inflación en un 2,5% como promedio.

Grafico 7.7Contribución Dinámica A La Inflación Subyacente

Fuente: Estimaciones del personal del FMI

1 Representa a todos los demás factores en la dinámica a corto plazo solamente, tales como el CUT, la inflación del Brasil, o las frutas o verduras.

El tipo de cambio desempeñó un papel importante en la explicación de la dinámica de la inflación a corto plazo. Por ejemplo, la depreciación del guaraní frente al dólar estadounidense (que repercutió en la inflación a través del costo de oportunidad) añadió aproximadamente un 3,2% a la inflación en el período 2002–2003, mientras que la depreciación frente al real brasileño agregó otro 0,75% de inflación en 2002. El repunte de la inflación en 2005 también puede atribuirse a los tipos de cambio: la ralentización de la apreciación del guaraní, a pesar del continuo crecimiento de la cantidad de dinero, contribuyó a agregar aproximadamente un 2% a la inflación, mientras que la depreciación frente a la moneda brasileña le sumó otro 1%.

Durante el período de la muestra, la tendencia decreciente del costo unitario del trabajo contribuyó a que declinara la inflación aunque, en ocasiones, tuvo el efecto inverso y provocó algunos aumentos de la inflación, por ejemplo en 2003 y 2006. La moderación de los precios administrados a partir de 2003 también contribuyó a reducir la inflación subyacente en 1 punto porcentual en el período más reciente, aunque se trata de una medida temporal.

El repunte de la inflación subyacente en 2008 se explica por el aumento ininterrumpido de la oferta monetaria, que superó a la demanda de dinero. En concreto, la oferta de dinero siguió aumentando, mientras que la contribución de los otros componentes a largo plazo de la demanda de dinero, la producción y el costo de oportunidad en general es constante en la actualidad. Al mismo tiempo, la contribución de los costos como factores determinantes de la inflación, en especial los precios administrados, ha pasado de un valor negativo a uno levemente positivo.

Resumen y Conclusión

En este capítulo se ha tratado de arrojar luz sobre los determinantes de la dinámica de la inflación. Entre las conclusiones fundamentales del capítulo cabe mencionar las siguientes:

  • Poderoso caballero es don Dinero. A pesar de algunas incertidum-bres que afectan a la modelización y aunque el mecanismo de transmisión parezca relativamente lento, el dinero en circulación parece ser el agregado monetario más relevante para la dinámica de la inflación. Un aumento de la cantidad de dinero en circulación del 1% determina un aumento de la inflación de 0,05 puntos al cabo de un trimestre, pero de 1% en el largo plazo. En la función de la demanda monetaria, un coeficiente de ingresos mayor que la unidad sugiere una tendencia al aumento de la monetización durante el período de la muestra. En el largo plazo, la teoría cuantitativa del dinero se cumple para el dinero en sentido amplio, pero este resultado tiene poca importancia para la inflación a corto plazo.

  • No hay que olvidar los efectos de transferencia. A corto plazo, un aumento del 1% de la inflación importada desde Brasil añade un 0,03% a la inflación del Paraguay. A largo plazo, el tipo de cambio respecto del dólar estadounidense sigue siendo un factor fundamental para las decisiones de asignación de la cartera y de la demanda de dinero. La importancia de la depreciación con respecto al dólar estadounidense podría quizás captar también algún efecto de transferencia del tipo de cambio a los precios.

  • Los alimentos alimentan la inflación. Los alimentos constituyen aproximadamente el 35% de la canasta del IPC. No obstante, los precios de los alimentos tienden a surtir un efecto secundario sobre los precios de los productos no alimentarios, como lo demuestran las pruebas de causalidad de Granger y su coeficiente en una ecuación de precios. El impacto final es superior a su ponderación.

  • La inercia sigue siendo fuerte. Un shock del 1% de la inflación en un trimestre dado da lugar a un aumento adicional de 0,4% al cabo de un trimestre y de 0,2% al cabo de dos trimestres. El mecanismo de indexación de salarios puede ser responsable, en parte, de causar algún aumento de la inflación, aunque en términos más generales el alto nivel de inercia podría estar relacionado con las expectativas en materia de inflación y con la credibilidad de las medidas antiinflacionarias.

El presente estudio pone de relieve algunos de los riesgos que plantean las perspectivas de la inflación para 2008-2009. La inflación ha sufrido los embates de los shocks de la oferta, en particular de los alimentos, o de shocks del tipo de cambio. La inversión de la tendencia de apreciación del guaraní frente al dólar estadounidense, su depreciación ulterior frente al real brasileño, o el fin de la moderación de los precios administrados podrían traer aparejado un aumento de la inflación.

Al mismo tiempo, el estudio también presenta pruebas de la eficacia de la política monetaria, ya sea a través del volumen o de las tasas de interés derivadas de esa política. El dinero en circulación, que es el agregado monetario que el banco central controla con mayor facilidad (por oposición a los agregados monetarios más amplios), es también el que mejor predice la inflación. El control de la tasa de crecimiento de la cantidad de dinero mediante la emisión de bonos de esterilización permite que se modere el impacto inflacionario del dinero. Además, en lo que respecta al dinero en sentido amplio, el estudio sugiere que la tasa de interés de la política monetaria influye también de manera importante sobre la asignación de la cartera de los saldos de dinero real.

Apéndice 7.1 Comparaciones Internacionales de Experiencias de Inflación

Grafico 7.A.1Inflación En El Paraguay Y Otros Países De América Del Sur

Fuente: Autoridades de los países y estimaciones del personal del FMI.

Nota: En todos los cuadros, la línea simple representa la inflación en el Paraguay y en el área sombreada la inflación en el país con que se compara

Apéndice 7.2 Características del Índice de Precios al Consumidor
Cuadro 7.A.2Análisis De Los Precios A Nivel Micro, 1994–2007.(Utilizando la canasta del IPC basada en 1992)
Probabilidad en un mes dado de:Coeficientes estacionales1
Número

de rubros
Ponderación

en IPC
Participación

de transables
Promedio

mensual
Desviación

estándar
Coeficente de

variación
Persistencia primer

[coeficiente AR]
SubirCaerPermanecer

constante
T1T2T3T4
Alimentos9139,0890,802,022,50,320,540,350,121,021,021,001,00
Carne2110,71000,832,352,80,450,570,390,030,980,960,951,00
Frutasyverduras176,21001,359,206,80,130,500,500,011,141,100,991,00
Otros5322,1810,721,231,70,590,540,280,181,011,021,021,00
Vestimenta528,6970,400,571,40,260,360,090,541,001,001,001,00
Vivienda4620,8430,660,811,20,570,490,220,291,001,011,001,00
Salud224,8320,670,741,10,680,380,080,541,001,001,001,00
Transporte147,4390,971,861,90,380,320,120,561,011,001,001,00
Educación y lectura164,2200,762,072,70,130,230,060,711,001,031,021,00
Gastos varios5215,2620,580,741,30,720,490,200,311,011,001,001,00
Precios administrados87,700,901,962,20,260,130,010,861,021,011,001,00
Combustibles63,61001,212,962,40,410,320,180,501,011,011,011,00
nflación básica (IPCX)27693,8650,700,671,00,760,450,190,361,001,001,001,00
Inflación básica (IPCX1)26282,5690,650,671,00,750,460,200,341,001,001,001,00
Rubros no alimentarios20261,0520,670,641,00,740,280,100,611,001,011,001,00
Transables10166,71000,761,401,80,410,500,250,251,011,011,001,00
No transables19233,300,650,671,00,660,290,050,651,001,011,011,00
Nacionales22878,1570,710,701,00,730,420,150,431,001,011,001,00
mportados6521,91000,793,154,00,050,510,270,221,031,021,001,00
Todos los rubros293100,0670,721,01,40,800,450,210,341,011,011,001,00
Fuentes: BCP y estimaciones de los autores
Apéndice 7.3 El Nuevo Índice de Precios al Consumidor

En enero de 2008, el BCP comenzó a publicar un nuevo IPC en base a la encuesta de presupuesto de los hogares de 2005. Hasta entonces, las ponderaciones se basaban en la encuesta de 1992. El IPC no está sujeto a revisión, debido a ciertas restricciones legales, en particular por su uso para la indexación de los salarios. De esta manera, la nueva serie del IPC, que toma como base el mes de diciembre de 2007, quedará unida a la serie anterior, al aplicar el mismo patrón de inflación mensual37.

En igualdad de condiciones, el nuevo índice vigente desde enero de 2008 debería tener como resultado una medición más baja de la inflación. La nueva canasta asigna un peso menor a los rubros alimentarios, que fueron una de las principales razones de los aumentos de los precios en los dos años anteriores. Si se hubieran utilizado las ponderaciones del nuevo índice en 2007, la inflación global podría haber sido un 1,5% más baja como promedio. Además, la nueva canasta del IPC incorpora nuevos productos (teléfonos móviles, servicios de Internet, computadoras personales, televisión por cable, etc.), cuyos precios han tenido incrementos bajos o negativos, debido a la reducción de los precios internacionales y a externalidades de la red. En cambio, asigna un peso mayor a los productos relacionados con el petróleo. En el cuadro 7.A.3.1 del apéndice se comparan las ponderaciones del nuevo índice con las del anterior, utilizando el nuevo desglose38.

Los productos alimentarios seguirán teniendo una gran incidencia en el IPC y su ponderación seguirá siendo una de las más altas de América Latina. En el IPC anterior, los productos alimentarios representaban alrededor del 39% de la canasta. El nuevo IPC tiene una categorización diferente, en la que algunos rubros representan aproximadamente 5 puntos porcentuales del índice anterior, distribuidos en otras categorías: ellos son en su mayoría bienes no transables, como las bebidas alcohólicas y el tabaco (1,5 puntos), o los restaurantes y hoteles (3,7 puntos). Si a la definición de alimentos se le da el mismo alcance que en el nuevo índice (es decir, alimentos no alcohólicos consumidos en el hogar), la participación de los productos alimentarios disminuye en un décimo, del 35% al 32%. Esta disminución es coherente con la Ley de Engel, según la cual la participación relativa del ingreso destinado a los alimentos tiende a disminuir a medida que el ingreso crece.

Cuadro 7.A.3Ponderaciones En El Índice De Precios Al Consumidor Anterior Y En El Nuevo
Mes de baseDic. 1992Dic. 2007
Bienes
Alimentos35,332,0
Frutas y verduras6,25,1
Carne10,710,4
Otros18,416,5
Vestimenta8,64,9
Alcohol y tabaco2,11,2
Muebles8,07,7
Servicios
Transporte7,414,8
Comunicaciones0,73,4
Vivienda10,48,9
Salud4,84,1
Entretenimientos5,16,1
Educación2,74,0
Restaurantes y hoteles4,85,5
Bienes y servicios varios10,37,3
Varios
Combustible3,65,8
Precios administrados7,77,0
Fuente: Informes del personal del FMI.
Apéndice 7.4 Inflación de los Precios de los Alimentos en América Latina

En el presente apéndice se analiza si la inflación de los productos no alimentarios podría considerarse un indicador relevante de la inflación subyacente. Utilizamos las pruebas de causalidad de Granger a fin de determinar, para una muestra de países de América Latina, si la inflación de los alimentos causa o no, en el sentido de Granger, la inflación de los productos no alimentarios. Verificamos la causalidad de Granger utilizando el crecimiento trimestral de los precios en un vector de autorregresión con uno a cuatro rezagos.

A diferencia de la mayoría de los países de América Latina, la inflación de los alimentos en el Paraguay predice la inflación de los productos no alimentarios. En un vector de autorregresión con grandes rezagos, la inflación de los alimentos no incide en la inflación de los productos no alimentarios, excepto en el Paraguay y Venezuela. En un VAR con dos rezagos para el Brasil y Colombia, la inflación de los alimentos también causa la inflación de los productos no alimentarios según la causalidad de Granger. En cambio, la inflación de los productos no alimentarios casi nunca causa la inflación de los alimentos en el sentido de Granger (por ejemplo, como consecuencia de los mayores costos de los insumos de los productos primarios), excepto en Colombia y, dependiendo del número de rezagos, en el Ecuador y México.

Los resultados para el Paraguay y Venezuela son interesantes, ya que el hecho de que la inflación de los alimentos cause inflación en los productos no alimentarios según la causalidad de Granger, permanece invariable cualquiera sea el número de rezagos que se tenga. En el caso del Paraguay, estos resultados podrían atribuirse a dos motivos: 1) los alimentos son una parte importante de la canasta del IPC y, por lo tanto, representan una mayor proporción de las canastas de consumo de los trabajadores, y 2) los aumentos de los precios de los alimentos pueden incidir en los precios en general (y, por ende, en los precios de los productos no alimentarios) a través del mecanismo de indexación de los salarios.

Apéndice 7.5 Problemas con los Datos, Base de Datos Utilizada en el Análisis Econométrico y Propiedades de los Datos

Datos Para el Modelo de Sobreprecio

El vacío más importante en las estadísticas de que se dispone para estimar el modelo de sobreprecio tiene que ver con el costo unitario del trabajo. El costo unitario del trabajo (CUT) se define aquí como el índice medio de salarios menos la productividad de la mano de obra para la economía en su conjunto. Los salarios medios de la economía se obtienen semestralmente, mientras que el salario mínimo se fija en forma mensual. Los datos del empleo solamente se pueden obtener anualmente, con un retraso de aproximadamente un año. A fin de extrapolar el índice de salarios, supusimos una relación lineal de las variables para los trimestres faltantes. Con respecto a la productividad de la mano de obra, usamos el PIB trimestral de las cuentas nacionales39 como denominador y construimos una serie cronológica trimestral del trabajo para obtener el numerador. Extrapolamos la serie cronológica trimestral del trabajo utilizando nuevamente la producción trimestral y la metodología de Chow-Lin (1971). En efecto, el patrón de producción que afecta tanto al numerador como al denominador se suaviza en la medida en que el componente que se incorpora al CUT es la productividad de la mano de obra.

Cuadro 7.A.4.1Pruebas De Casualidad De Granger Entre Inflación De Alimentos Y De Productos No Alimentarios
Inflación de alimentos no causa inflación de productos

no alimentarios

Rezagos (trimestres)
Inflación de productos no alimentarios no causa

inflación de alimentos

Rezagos (trimestres)
Participación alimentos en IPC12341234
Paraguay39,00,110,02*0,02*0,03*0,720,930,660,79
Argentina31,30,770,720,950,920,060,350,510,82
Bolivia49,10,070,170,230,280,950,130,360,29
Brasil20,00,280,03*0,110,250,640,940,770,84
Chile27,20,310,270,400,710,900,680,680,35
Colombia29,50,460,05*0,490,290,300,02*0,00*0,00*
Ecuador23,50,320,070,260,360,070,02*0,220,22
México22,70,110,581,000,780,430,680,110,04*
Perú47,50,080,200,340,520,260,350,610,25
Uruguay28,50,220,310,640,450,450,410,720,79
Venezuela22,90,03*0,00*0,00*0,02*0,350,530,510,24
Fuente: Estimación del personal del FMI

En cuanto al precio de los insumos extranjeros, usamos un conjunto de variables alternativas: el tipo de cambio efectivo nominal, el tipo de cambio del dólar estadounidense (con o sin ajuste para la inflación en EE.UU.) y los precios de los bienes de consumo importados desde Argentina y Brasil, utilizando el IPC de ambos países convertido a guaraníes.

En el entorno preferido, la inflación se mide por el IPCX1, pero nosotros también hicimos la estimación del modelo con la inflación global y la inflación subyacente del IPCX.

Datos Para el Modelo Monetario

La inflación se mide por el indicador básico del IPCX. El ingreso se representa mediante el PIB real trimestral. Otra representación del ingreso podría ser el ingreso bruto disponible, que comprende, además del PIB, el papel de las transferencias extranjeras y, en particular, el de las transferencias privadas, que han aumentado considerablemente en los últimos tiempos. Sin embargo, esta serie cronológica no se encuentra ni en un volumen importante ni con la frecuencia deseada. Se estima la demanda de dinero para diferentes agregados monetarios. Esto permitirá estudiar qué agregado monetario es el que ofrece la función de demanda de dinero más estable y que presenta las mejores propiedades estadísticas. Nuestros cuatro agregados monetarios se definen de la siguiente manera40, 41.

Dinero en circulación: CC

Dinero en sentido estricto M1 = CC + efectivo en bóveda y depósitos a la vista

Guaraníes en sentido amplio M2 = M1 + depósitos a plazo y cajas de ahorro + certificados de depósito

Dinero en sentido amplio M3 = M2 + depósitos en dólares

A fin de medir el costo de oportunidad de un determinado agregado monetario respecto de un activo alternativo, exploramos, en la medida de lo posible, el papel de dos tasas de rentabilidad diferentes de los activos: una tasa alternativa que presenta la misma liquidez que el activo monetario en consideración pero que está denominado en otra moneda, mientras que la otra tasa está denominada en la misma moneda pero corresponde a un activo menos líquido. A modo de ejemplo: comparamos la rentabilidad nominal cero que genera la tenencia de moneda nacional, con la rentabilidad de la tenencia de dólares en efectivo (la depreciación cambiaria) y la rentabilidad de los depósitos a plazo y cajas de ahorro en moneda nacional; para el guaraní como dinero en sentido amplio, los activos alternativos podrían ser los depósitos en dólares (para la misma liquidez en otra moneda) o los bonos nacionales (menos líquidos pero en la misma moneda). El uso de los bonos nacionales presenta un problema adicional, ya que las letras de tesorería no se comercializan demasiado, especialmente desde que el gobierno cayó en situación de incumplimiento en 2003. Otra clase de activos son los títulos de esterilización del BCP (las letras de regulación monetaria, o LRM), que tuvieron una importancia marginal durante la mayor parte de la década de los noventa. En 1998 representaban menos de la décima parte del dinero en circulación. En los últimos años, el gran volumen de divisas que ha llegado al país ha llevado al BCP a aumentar la emisión de LRM con fines de esterilización y, a fines de 2007, las LRM representaban casi la cuarta parte del dinero en circulación.

Cuadro 7.A.5.1Base De Datos Utilizada
Serie cronológicaCódigoDescripción
Actividad y precios
PIBlysaPIB trimestral de las cuentas nacionales1
IPCIcpiÍndicede precios al consumidoren el Gran Asunción
Precios básicosIcpixIPC excluyendo frutas y verduras
Transables básicosIcpixtPrecios no transables, excluyendo frutas y verduras
Notransables básicosIcpixntPrecios notransables
SalariosIwagSalario promedio en el Gran Asunción
Salarios mínimosIwminSalario mínimos en el Gran Asunción
Costo unitario del trabajolulcCosto del salario promedio por unidad de producción, utilizando la fuerza laboral de las cuentas nacionales
Agregados monetarios2
MonedaIccMoneda en circulación
Dinero estrechoIm1Moneda en circulación + efectivo en bóveda y depósitos a la vista
M1AIm1aDinero estrecho + depósitos a plazo y cajas de ahorro
M2Im2Dinero estrecho + depósitos a plazo y cajas de ahorro, certificados de depósito
M3Im3M2 y depósitos en divisas
Costo de oportunidad del dinero sobre3
Depósitos a la vistar_ddgDepósitos a la vista en moneda nacional
Depósitos a plazo y ahorrosr_tsgDepósitos a plazo y cajas de ahorro en moneda nacional
Depósitos dólaresr_d$Promedio ponderado de depósitos a plazo y cajas de ahorro en dólares
Costo de oportunidad del dinero sobre3:
Depósitos dólares en Gr_d$gLo anterior más depreciación año tras año del G
Tasa oficial sobre LRMr_lrmTasa media de interés sobre títulos de esterilización (LRM)
M1r_m1Promedio ponderado
M1Ar_m1aPromedio ponderado
M2r_m2Promedio ponderado
M3r_m3Promedio ponderado convertido a G
Dólares en efectivor_$yDepreciación año tras año del G
Dólares en efectivor_$qDepreciación trimestre tras trimestre del G
Dólares en efectivor_$fqDepreciación prevista trimestre tras trimestre del G
Tipo de cambio y precios del exterior
Tipo de cambio efectivo nominalIneerNEER basado en INS con corrección de la hiperinflación de Brasil antes de 1994
Tipo de cambio nominallerTipo de cambio frente al dólar EE.UU.
IPC EE.UU.lcpi_usaPrecio IPC en EE.UU. convertido a Gs
IPC Brasillcpi_braIPC en Brasil convertido a Gs
IPC ArgentinaIcpLargIPC en Argentina convertido a Gs
Fuentes: BCP, Estadísticas Financieras Internacionales (IFS; FMI) y estimaciones de los autores.Nota: INS= Sistema de notificación informáticaG = guaraní o guaraníes.
Cuadro 7.A.5.2Pruebas Estacionarias
Prueba ADFKPSS
NivelPrimera DiferenciaOrden IntegraciónNivelPrimera DiferenciaOrden Integración
Actividad y precio
PIB1lysa–0,61–5,65I(1)0,150,16I(2)
IPCIcpi–2,81–3,56I(1)0,230,10I(1)
Precios básicosIcpix–2,70–3,69I(1)0,250,08I(1)
Transables básicosIcpixt–1,05–4,55I(1)0,130,05I(0)
Notransables básicosIcpixnt–5,02–2,16I(0)0,290,13I(1)
SalariosIwag–3,98–1,58I(0)0,260,13I(1)
Salarios mín.Iwmin–1,29–5,16I(1)0,210,08I(1)
Costo unitario del trabajolulc–4,46–4,68I(0)0,290,05I(1)
Agregados monetarios2
MonedaIcc–0,33–3,12I(1)0,170,23I(2)
Dinero estrechoIm10,35–3,05I(1)0,160,18I(2)
M1AIm1a–0,27–3,39I(1)0,160,27I(2)
M2Im20,00–2,80l(2)0,150,20I(2)
M3Im3–3.40–4,57I(0)0,280,23I(2)
Costo de oportunidad del dinero sobre3:
Depósitos a la vistar_ddg–1,43–3,14I(1)0,070,04I(0)
Depósitos a plazo y ahorrosr_tsg–1,90–4,45I(1)0,130,05I(0)
Depósitos dólaresr_d$–1,02–4,85I(1)0,080,07I(0)
Costo de oportunidad del dinero sobre3:
Tasa política sobre LRMr_lrm–2,39–5,240,100,04I(0)
M1r_m1–1,85–3,230,080,05I(0)
M1Ar_m1a–0,80–4,040,150,04I(1)
M2r_m2–0,88–4,650,130,07I(0)
M3r_m3–2,55–4,320,150,05I(1)
Efectivo dólaresr_$y–3,01–4,15I(0)0,150,04I(1)
Efectivo dólaresr_$q–3,24–6,19I(0)0,140,04I(0)
Efectivo dólaresr_$fq–3,11–6,21I(0)0,150,04I(1)
Tipo de cambio y precios extranjeros
Tipo de cambio efectivo nominalIneer–1,74–4,220,090,08I(0)
Tipo de cambio nominaller–1,72–2,950,130,15I(0)
IPC EE.UU.lcpi_usa–1,69–3,080,130,14I(0)
IPC Brasillcpi_bra–0,79–5,470,120,07I(0)
IPC ArgentinaIcpi_arg–2,79–5,870,250,06I(1)
Fuentes: BCP, IFS y estimaciones de los autores.
Cuadro 7.A.5.3Correlación Entre La Tasa De Crecimiento De Variables Seleccionadas 1
IndicadoresIcpiIcpixIwaglulcIceIm1Im1aIm2Im3lysalerlcpi_usaIcpi_braIcpi_arg
Icpi0,980,820,820,570,340,430,250,630,080,340,410,360,40
Icpix0,890,840,860,530,280,380,200,630,030,390,460,370,41
Iwag0,570,680,930,640,570,550,530,770,300,040,120,430,38
lulc0,230,420,340,440,380,410,330,730,000,230,310,370,37
Ice0,300,360,390,180,700,700,630,600,59–0.22–0.150,480,37
Im10,100,150,350,170,640,780,830,530,53–0.46–0.410,470,30
Im20,120,160,370,100,530,770,810,610,57–0.54–0.490,450,20
Im30,330,430,520,290,310,430,660,640,320,020,110,330,63
lysa–0.01–0.040,10–0.040,270,250,230,300,21–0.44–0.410,300,08
ler0,300,300,030,09–0.12–0.36–0,26–0.390,07–0.160,990,100,05
Icpi_usa0,340,350,100,08–0.09–0.34–0,21–0.360,13–0.150,990,100,12
lcpi_bra0,220,200,160,180,180,230,210,290,340,190,150,150,01
lcpi_arg0,270,310,230,250,270,190,270,170,500,030,290,310,02
Fuente: Estimaciones de los autores.
Apéndice 7.6 Resultados Econométricos Relativos A La Inflación
Cuadro 7.A.6.1Algunos Resultados De Estudios Sobre Otros Países 1
Elección de ecuación para factor costo:Ecuación del sobreprecioEcuación de bienes comercializados
País:AustraliaJapónUcrania2Rusia3República DominicanaMadagascar
AutoresDeBrouwer

Ericsson
SekineLissovolikOomes

Ohnsorge
Williams

Adedeji
Sacerdoti

Xiao
Fecha199820012003200520042001
Período de la muestra
1977-19931996-20021996-20041991-20021971-2000
FrecuenciaTTMMTT
Agregado monetarioDinero amplioDinero amplioDinero amplio efectivoDinero amplioDinero amplio
Coeficientes a largo plazo
Exceso de dinero
Dinero1(c)1(c)1(c)1(c)1(c)
Ingresos–0,5–1,3–1,26–1,651(c)
Costos de oportunidad2,150,000,011,720,04
Modelo de sobreprecio
CUT0,470,940,450,39
Precios extranjeros en moneda local0,440,060,170,49
Precios administrados/precios petróleo0,090,330,11
Bienes comercializados
Precios extranjeros en$1(c)1(c)
Tipo de cambio–1(c)–1(c)
Términos de intercambio0,22
Coeficientes de carga
Exceso de dinero–0,03*3,8*–0,06*–0,05*
Modelo sobreprecio–0,09*–0,04*–0,08ns
Paridad del poder adquisitivons0,00ns
Brecha de producción0,08*
Fuente: Estimaciones del personal del FMI.… Indica que los resultados no se informaron debido a la especificación elegida.* ns Indica si el coeficiente de carga es significativo o no
Cuadro 7.A.6.2Modelo De Inflación Por Sobreprecio 1
Elección alternativa de tipo de cambio
Ecuación preferida2Factores adicionales de costosEEUUArgentinaBrasil y Argentina
IrrestrictaRestringida3DOLSCombustible4Combustible4Precios AdministradosAdministrados y combustible6Administrados y combustible6NEERGA/US$IPCIPCIPCBásicoBásico3GlobalTransable básicoTransable básico4
Vector cointegración
CUT0,79***0,78***0,77***0,84***0,88***1,07***0,74***0,97***–1,71,08***0,89***0,64***1,57**0,84***0,80***0,81***0,78**0,56***
10,08)10,06)10,03)10,09)10,09)10,18)10,25)10,10)11,44)10,06)10,06)10,05)10,78)10,07)10,04)10,10)10,33)10,11)
Tipo de cambio0,54–0,07–0,01
11,90)10,05)10,04)
IPC Brasil0,24***0,22***0,14***0,25***0,20***0,14***0,19***0,14***–2,04***0,25***0,20***0,33***0,83***0,44***
10,07)10,06)10,03)10,08)10,06)10,05)10,06)10,04)10,53)10,07)10,04)10,10)10,32)10,11)
PC Argentina0,19–0,110,10,01
10,23)10,07)10,07)10,50)
Precios petróleo–0,04–0,05
10,02)10,05)
Precios administrados–0,18–0,12*
–0,13–0,07
Constante–1,32–1,45–1,28–1,461,74–1,36–1,71–8.99–1,93–2,16–2,58–8,89–1,12–1,5–0,861,41–1,22
Coeficiente de carga0,050,050,050,07*0,060,07*0,05–0,01**0,17**0,01–0,07**–0,01**0,08**0,090,07**0,01*0,04
(0,03)(0,04)(0,03)(0,04)(0,05)(0,04)(0,05)(0,00)(0,05)(0,05)(0,03)(0,00)(0,03)(0,06)(0,03)(0,01)(0,03)
R20,460,450,500,500,490,550,480,570,610,540,480,550,500,470,370,430,42
Probabilidad logarítmica458,1458528,3579,6617,8747,6627,2480,7502,5502,9500,2613461,6458,5444,2445437,4
Información Akaike
Criterios criterios"–13,3–13,3–14,7–16,4–17,6–20,7–17,9–14,1–14,7–14,7–14,6–17,4–13,4–13,3–12,9–12,9–12,6
Criterios Schwarz–12,0–12,0–12,6–14,2–154–17,5–15,7–12,9–13,4–13,4–13,3–15,3–12,1–12,0–11,5–11,6–IW
Estructura de rezago33333223333333333
Rango de cointegración
Trazas11112221201211111
Valor propio11111211201210111
Prob. de prueba LR sobre la restricción0,630,010,00
Fuente: Estimaciones del personal del FMI.Note:*, **, y *** denotan significación estadística al 10, 5 y 1 por ciento, respectivamente.
Cuadro 7.A.6.3.Resultados De La Ecuación De Demanda De Dinero Con La Moneda En Circulación 1
Modelo preferido2Sensibilidad a los costos de oportunidadSensibilidad al índice de inflación
No restringidoRestringidoRestringidoRestringido3DOLSDepreciación TrimestraDepreciación TrimestraTasa de interés sobre el ahorroInterés interno y externoIPC GlobalIPCX1 básicoNo transables básicosTransables básicos
Vector de cointegración
Dinero–1,08***–1–1–11,18***–1,14***–1,19***–1,44***–0,87***–1,14***–1,09***–0,78***–1,14***
(–0,081(c)(c)(c)0,04(–0,07)(–0,07)(–0,08)(–0,09)(–0,06)(–0,08)(–0,14)(–0,13)
Producción1,97***1,50***11,65***–2,20***2,44***2,85***3,51***0,622,14***1,89***1,182,09**
(–0,51)(–0,17)(c)(–0,19)–0,28(–0,47)(–0,46)(–0,49)(–0,59)(–0,42)(–0,57)(–0,89)(–0,86)
Costo de oportunidad
Sobre activos extranjeros–0,65***–0,75***–0,92***–0,69***0,30***–0,43***–0,31***–1,18***–0,57***–0,63***–0,53***–0,91***
(0,11)(0,12)(–0,15)(–0,14)–0,06(–0,08)(–0,08)(–0,19)(–0,08)(–0,12)(–0,18)(–0,19)
Sobre activos internos–2,37***1,52***
(0,60)(–0,52)
Coeficiente de carga–0,11***–0,10***–0,07***–0,10***–0,11***–0,09***–0,07**–0,09***–0,13***–0,14***–0,10***–0,09***
(–0,03)(–0,02)(–0,02)(–0,02)(–0,03)(–0,03)(–0,03)(–0,02)(–0,04)(–0,05)(–0,02)(–0,03)
R20,590,60,540,60,610,600,430,610,310,390,540,44
Probabilidad logrítmica641,8641,6638,8638,9549,4551,4743,8821,2599,8602,6619,1614,9
Criterio AIC–18,6–18,5–18,5–18,5–15,8–15,9–21,9–23,5–17,4–17,2–17,8–17,7
Criterios Schwarz–16,9–16,9–16,8–16,8–14,3–14,4–20,4–21,1–15,9–15,2–16,2–16,1
Estructura rezagada2222222222322
Rango de cointegración
Trazas110121011111
Valor propio110100001111
Prob. de prueba LR sobre restricción0,480,050,21
Fuente: Estimaciones del personal del FMI.Modelos:(1a) Referencia: inflación básica, depreciación anual G/$ para el costo de oportunidad.(1b) Con restricción de elasticidad unitaria sobre el dinero.(1c) Con restricción de elasticidad unitaria sobre el dinero y los ingresos.(1d) Con restricción de elasticidad unitaria sobre el dinero y restricción de exogenicidad débil.(2) Costo de oportunidad alternativo: depreciación trimestral G/$.(3) Costo de oportunidad alternativo: depreciación trimestral prevista G/$.(4) Costo de oportunidad alternativo: tasa de interés sobre depósitos en G.(5) índice de precios alternativo: inflación global.(6) Modelo de referencia estimado por DOLS.
Cuadro 7.A.6.4Ecuación De Demanda De Dinero Con Diferentes Agregados Monetarios 1
Dinero estrecho MIDinero en sentido amplio G M2Dinero en sentido amplio M3
Bien alternativo2Depósitos a plazo y ahorrosMoneda dólar3Depósitos dólares3NingunoFondos Federales EEUU1LRMLRM
Vector cointegración
Dinero–0,74***–1–2,62***–1–0,61***–1,43***–1,63***–1,17***–1–0,72***–1–0,95***–0,94***–0,99***–1
(–0,13)(c)(–0,73)(c)(–0,06)(–0,26)(–0,22)(–0,19)(c)(–0,19)(c)(–0,06)(–0,05)(–0,06)(c)
Producción0,932,93***5,93***1,59**–0,251,38**2,20***1,450,56**0,691,59***0,480,69*0,99**–1
(–1,08)(–0,37)(–1,96)(–0,75)(–0,44)(–0,70)(–0,57)(–1,03)(–0,27)(–0,71)(–0,38)(–0,41)(–0,39)(–0,44)(c)
Costo de oportunidad–3,53***0,59–4,84***–3,34***–1,10***–1,56***–1,38***–1,92***–2,06***–1,27***–1,41***–0,40**–1,40***–1,43***
(–0,78)(–0,64)(–1,22)(–0,73)(–0,11)(–0,18)(–0,16)(–0,23)(–0,25)(–0,17)(–0,18)(–0.19)(–0,32)(–0,28)
Tendencia0,04**0,01**0,02***0,03***–0,01***–0,01***
(–0,02)0,00(–0.01)(–0,01)0,000,00
Coeficiente carga–0,03**–0,04**–0,02**–0,04***–0,09***–0,06***–0,08***–0,04***–0,04***–0,08***–0,06***–0,04***–0,04***–0,08***–0,06***
(–0,01)(–0,02)(–0,01)(–0,01)(–0,02)(–0,01)(–0,02)(–0,01)(–0,01)(–0,02)(–0,02)(–0,01)(–0,01)(–0,02)(–0,02)
R20,410,410,40,420,660,660,720,650,650,680,660,390,530,550,55
Probabilidad log678,5678,2680,3679,1623,8627,8636,2650,6650,4652,5651,9514,2693,3674,2674,1
Criterios AIC–19,8–19,8–19,9–19,8–18,0–18,1–18,1–18,7–18,7–18,7–18,7–15,2–20,0–19,4–19,4
Criterios Schwarz–18,3–18,3–18,3–18,3–16,4–16,4–15,9–17,0–16,9–16,9–16,9–14,3–18,3–17,7–17,7
Estructura de rezago222222222222222
Rango de cointegración
Trazas221121101111211
Valor propio120021101111222
Prob. de prueba LR sobre restricción0,120,270,95
Fuente: Estimaciones del personal del FMI.
Referencias

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    Sekine, Toshitaka, 2001, “Modeling and Forecasting Inflation in Japan”, Documento de trabajo del FMI 01/82 (Washington: Fondo Monetario Internacional).

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Los autores quisieran agradecer a Alejandro Santos, Montfort Mlachila, Tobias Roy, Miguel Mora, y a los participantes en el Seminario sobre Inflación y Tipos de Cambio celebrado en el Banco Central del Paraguay en junio de 2008, por sus comentarios y sugerencias de gran utilidad.

Véase en el apéndice 7.1 una comparación histórica de la inflación en el Paraguay con el resto de América Latina. El Paraguay tuvo sólo dos episodios de alta inflación en el período de posguerra: a principios de la década de los cincuenta la inflación superó el umbral del 100% por un breve lapso durante la época de la guerra civil; a principios de la década de 1990 la liberalización económica y la apertura de la economía hicieron que la inflación se disparara por encima del 40%.

En FMI (2008) véase un análisis para América Latina de los shocks de los precios de los alimentos y la energía.

La inflación ha estado en la mira de la labor de investigación del Banco Central del Paraguay (BCP). Por ejemplo, en BCP (2005) se estudian los determinantes de la transferencia y la inflación y en Rojas Páez y Wenniger (2006) se hace una estimación de la demanda de dinero.

Se pueden encontrar análisis sobre mediciones de la inflación y propuestas para elegir diferentes métodos subyacentes a las mediciones de la inflación en Cecchetti (1996); Márques y otros (2003); o Silver (2006). Heenan, Peter, y Roger (2006), en particular, analizan la elección del indicador de la inflación en el caso de países que fijan sus metas inflacionarias. El Paraguay no puede considerarse estrictamente un país que fije sus metas inflacionarias, porque la inflación es solamente uno entre muchos otros objetivos. Sin embargo, a partir de 2003, el BCP anunció una meta inflacionaria para el final del año con una amplia banda de +/– 2,5 puntos porcentuales.

En el período de la muestra (1991–2007), la inflación se medía con un IPC basado en la encuesta de presupuesto de los hogares de 1992, hoy considerada obsoleta. A partir de enero de 2008, el BCP comenzó a publicar un nuevo IPC en base a la encuesta de presupuesto de los hogares de 2005. La nueva canasta asigna una ponderación más baja a los alimentos, que han sido uno de los principales responsables de los aumentos de precios de los dos últimos años. Si las ponderaciones del nuevo índice se hubieran usado en 2007, la inflación global podría haber sido un 1,5% más baja como promedio. Véase el apéndice 7.3 sobre el nuevo índice.

Por ejemplo, la imposición o eliminación periódicas de controles sanitarios sobre los productos alimentarios frescos con el fin de proteger a los productores nacionales trajeron aparejado un aumento interanual de hasta 110% en el precio de las frutas y verduras en agosto de 2007, seguido de un colapso tres meses después, con una caída mensual del 30% en noviembre. En 2008, una menor interferencia política llevó a una disminución de la volatilidad de esta categoría

Para dar una idea de la volatilidad del precio de los tomates: entre agosto y diciembre de 2006, el precio de los tomates aumentó un 350%, antes de reducirse a la mitad hasta julio de 2007; en noviembre de 2007, después de haber trepado un 68% en los meses anteriores, el precio se derrumbó en un 72% antes de volver a subir un 69% en diciembre.

La evolución de los precios de la carne bovina siguió la cronología de los episodios de aftosa en la región: comenzó en 2000 con un brote regional que afectó a los productores paraguayos y el precio interno comenzó a desacoplarse del precio internacional. En 2002, varios brotes de aftosa determinaron el cierre de los mercados exportadores paraguayos. En 2005, el Paraguay recuperó su condición de “libre de aftosa con vacunación” de la Organización Mundial de Sanidad Animal (OIE), mientras que algunas provincias del Brasil y, más tarde, algunas de la Argentina, perdieron esa condición. Esto significó un gran estímulo para la carne paraguaya, impulsado aún más por las restricciones a las exportaciones de la Argentina. Entre julio de 2002 y julio de 2006, los componentes de carne bovina del IPC aumentaron un 140%. En 2007, la reapertura de los mercados brasileños llevó a los importadores de carne a abandonar el Paraguay, lo que contribuyó a una disminución de los precios de la carne vacuna a principios de 2007, si bien se recuperaron en el segundo semestre de ese mismo año. En 2008, aumentaron de la mano de la inflación global.

Los precios administrados comprenden los servicios públicos (agua y electricidad), el teléfono y el transporte público. El lento crecimiento de los precios administrados refleja, en parte, el aumento de la productividad en el sector de las empresas estatales de servicios públicos, que lleva a una estabilidad de las tarifas que pagan los usuarios y, en parte, a la moderación de los precios de los combustibles en moneda nacional, que afectan al transporte público.

Agradecemos a Jorge Canales Kriljenko por haber compartido con nosotros una plantilla para calcular los índices recortados de la inflación.

En concreto, la ecuación estimada es la siquiente: Πt+h - Πt = αh + βht - Πct) + εt+h en queues la inflación global y Πct la básica. Como Πtct mide los componentes de la inflación de corta duración, cabe esperar que el coeficiente βh sea negativo y cercano a -1. Además, si el valor absoluto del coeficiente es superior (inferior) a la unidad, la medida básica tiende a subestimar (sobrestimar) la tasa de inflación.

Aumentaron un 11,5% y 16,3%, respectivamente, frente al 7,8% en el caso de otros precios.

Además, en el análisis comparativo de varios países que aparece en el apéndice 7.4 se confirma que la inflación de los productos alimentarios es muy importante en el Paraguay, en cierta medida más que en otras economías latinoamericanas. En una sección posterior volvemos a examinar el papel de la inflación de los productos alimentarios, integrando un término para la inflación de esos productos en un modelo estructural de corrección de errores de la inflación.

Silver (2006) advirtió que las propiedades de los indicadores varían según el período que se elija. Aunque sujeto a grandes shocks temporales que pueden distorsionar los resultados, el Paraguay no experimentó ningún cambio sustancial en el marco de su política monetaria durante el período.

La relación entre el coeficiente estimado de Pa en la ecuación (2) y la ponderación de estos precios en el IPC es ambigua. En el caso de los precios del petróleo, por ejemplo, se podría esperar que el efecto fuera mayor que la ponderación, porque el petróleo se usa como insumo de otros productos (por ejemplo, el transporte público) o por la incidencia de su efecto secundario sobre otros precios. No obstante, los efectos de sustitución (que el IPC de ponderación fija no capta) pueden atenuar el impacto de un shock petrolero.

El cuadro 7.A.5.1 del apéndice describe las variables utilizadas en la regresión y el cuadro 7.A.5.2 del apéndice presenta el resultado de la prueba ampliada de Dickey-Fuller (ADF) y de la prueba estacionaria de Schmidt y Phillips. Las variables de interés por lo general están en niveles no estacionarios pero son estacionarias en las primeras diferencias.

Véase también en Juselius (2006) un análisis metódico paso a paso de la técnica de cointegración y su aplicación a un modelo de demanda monetaria para Dinamarca.

El método en dos etapas se puede ver, por ejemplo, en Sekine (2001) para el Japón, en Oomes y Ohnsorge (2005) para Rusia, y en Sacerdoti y Xiao (2001) para Madagascar.

Los criterios de información tienden a arrojar resultados diferentes con respecto a la estructura de rezago óptima del VAR, a veces indicando rezagos muy largos o muy cortos. Una estructura de rezago de tres cuartos por lo general garantiza que ambas propiedades sean satisfactorias para los residuales y que los coeficientes de la dinámica a corto plazo sean significativos.

En otros países las estimaciones del coeficiente del CUT son muy variadas. Algunos estudios dan cuenta de una estimación relativamente baja: de Brouwer y Ericsson (1998) la calculan en 0,47 para Australia; Lissovolik (2003) obtiene 0,45 para Ucrania; y Oomes y Ohnsorge (2005) la calculan en 0,39 para Rusia. Sin embargo, en otros estudios el coeficiente del CUT está en el extremo superior de la escala; Sekine (2001) obtiene un coeficiente de 0,94 para el Japón. En el cuadro 7.A.6.1 del apéndice se puede ver una encuesta seleccionada.

En el período de la muestra, el 28% de las importaciones registradas provenían del Brasil, frente al 20% de la Argentina, pero la participación de la Argentina ha venido disminuyendo en forma constante desde la depreciación del peso en enero de 2002. La composición de las importaciones puede tener alguna incidencia, en especial si un país exporta más bienes de capital mientras que el otro exporta más bienes de consumo, pero las estadísticas sobre el comercio formal no revelan ninguna diferencia significativa en la composición del comercio. En el período más reciente, las restricciones a las exportaciones aplicadas en la Argentina pueden haber disminuido la importancia de los precios de ese país.

Por ejemplo, introdujimos el precio internacional del petróleo expresado en moneda nacional o el componente local de los combustibles en el IPC; introdujimos los precios administrados y los precios de los combustibles por separado, juntos, o agrupados en una variable común de precios; por último, utilizamos indicadores alternativos de precios, tales como el IPC, el IPCX, o el IPCX1. Los precios del petróleo y los administrados no fueron significativos en ningún caso.

Por disposición de la ley, se convoca a la Comisión Nacional del Salario Mínimo (CONASAM) para que decida un ajuste cada vez que el aumento acumulado del costo de vida desde el ajuste anterior supera el 10%. La comisión está integrada por nueve representantes (tres de los trabajadores, tres de los empleadores y tres del gobierno) y es presidida por un Director del Ministerio de Trabajo. La magnitud del ajuste se determina mediante negociaciones en las que los representantes del gobierno a menudo asumen el papel de moderadores. Por lo tanto, el ajuste de salarios resultante no está exactamente determinado por el aumento real del costo de vida e históricamente en muchas oportunidades ha sido superior al 10%..

Véase el gráfico 7.5, donde aparece esta serie.

Criterios de información como el AIC y el BIC sugieren que se utilice un único rezago en la diferencia (k = 2). No obstante, en la mayoría de los casos los residuales del VAR tienen mejores propiedades estadísticas con un VAR más largo y algunos de los coeficientes de la segunda diferencia son significativos. Por último, el número de vectores de cointegración no resulta afectado por la estructura del rezago, pero el coeficiente del ingreso es sistemáticamente más alto cuando la estructura del rezago es más corta. Para un VAR con dos rezagos, tanto la prueba del valor propio como la de la traza indican la existencia de un vector de cointegración. De esta forma, la dinámica está impulsada por dos tendencias estocásticas, una para los precios y otra para el ingreso real, y un vector de cointegración, que puede interpretarse como una relación de la demanda de dinero.

Por ejemplo, en estudios sobre Albania (Rother, 2000) y Armenia (Grigorian, Khachatryan, y Sargsyan, 2004) y Rusia (Oomes y Ohnsorge, 2005), se llega a la conclusión de que la elasticidad de la demanda en un modelo con dinero en sentido amplio es de 2,7, y 1,8 respectivamente. Oomes y Ohnsorge (2005) sugieren que el coeficiente más alto que se observa en Rusia puede atribuirse a la monetización: a medida que el país se enriquece, disminuyen las transacciones de trueque, lo que significa que un aumento del ingreso no se debería únicamente al aumento de la cantidad de dinero. En cambio, un coeficiente inferior a la unidad podría reflejar el desarrollo financiero, a medida que los agentes económicos se apartan de los agregados monetarios inferiores para utilizar medios de pago o de ahorro más complejos.

Cuando se evalúa la depreciación regresiva interanual del guaraní con respecto al dólar estadounidense, junto con la rentabilidad de activos algo menos líquidos, como los depósitos en moneda nacional, tanto las pruebas de la traza como la del valor propio rechazan la existencia de un vector de cointegración.

En un modelo sin tendencia (cualquiera sea la representación utilizada para el costo de oportunidad), el coeficiente de ingreso tiende a ser insignificante. En un modelo que tenga una tendencia, la estimación arrojará resultados algo mejores, pero será difícil interpretar los resultados de la tendencia, en especial porque la tendencia es positiva para M1 y negativa para M2. La tendencia puede captar cierta regularidad en los datos, tales como un aumento de la demanda de liquidez (para M1) o la dolarización de los depósitos (para M2). En vista de los resultados contrastantes de las tendencias correspondientes a M1 y M2, es dudoso que los resultados puedan interpretarse como una representación del desarrollo financiero, sobre todo porque para M3 no se requiere una tendencia de ese tipo.

Cuando las estadísticas de prueba sugirieron la existencia de dos relaciones de cointegración, supusimos que la primera relación era una función de demanda de dinero y tratamos de identificar la segunda relación mediante la exclusión de algunas de las variables. No obstante, no logramos obtener ningún resultado interesante.

En el capítulo 3 figura un análisis de las diferentes crisis bancarias del Paraguay.

La relación entre la fortaleza del tipo de cambio y el crecimiento monetario (o, a la inversa, una depreciación de la moneda y un bajo crecimiento de la cantidad de dinero) se aplica solamente a la segunda mitad del período (en 2001–2002 con la depreciación, o en 2003–2007 para la apreciación). Esto plantea la pregunta de si el modelo está incluyendo alguna regularidad estadística en los datos en lugar de corregir el costo de oportunidad de la moneda nacional. Nos consuela saber que, en otro estudio de una economía dolarizada con inestabilidad monetaria, también se encontraron coeficientes significativos y altos de depreciación de la moneda, en el rango de –0,3 a –0,5; fue el caso de Rusia, examinado por Oomes y Ohnsorge (2005).

El primer coeficiente autorregresivo es de aproximadamente 0,49, lo que amplifica el shock inicial sobre la inflación, aunque el segundo coeficiente de autorregresión, de –0.30, tiende a reducir el impacto después de dos trimestres.

Otros estudios han llegado a resultados similares en el sentido de que el exceso de oferta monetaria parece tener más incidencia en la dinámica a corto plazo, que el desequilibrio relacionado con el mercado de bienes, ya sea captado por una ecuación de sobreprecio o de poder adquisitivo; véase el cuadro 7.A.6.1 del apéndice, que contiene ejemplos de los estudios mencionados sobre la República Dominicana, Madagascar y Rusia. En cambio, los estudios de Australia y el Japón encontraron coeficientes de carga significativos y grandes (más grandes) para la ecuación de sobreprecio.

La inflación trimestral de la Argentina también parece influir en la dinámica de la inflación interna, pero este efecto es impulsado por un valor atípico, el colapso del régimen de convertibilidad a principios de 2002. Cuando se corrige la variable para tener en cuenta este efecto, los precios de la Argentina dejan de tener significación. Se estimó un modelo alternativo mediante la introducción de la depreciación respecto del dólar estadounidense, en forma independiente o paralela a la depreciación del real brasileño, pero esta variable tampoco resultó significativa.

La depreciación anual respecto del dólar estadounidense entra en la relación de largo plazo con un coeficiente de 0,69. Si se tiene en cuenta el impacto del coeficiente de carga y se corrige el horizonte (en forma anual en lugar de trimestral), se podría llegar a un impacto de una devaluación trimestral de aproximadamente 0,01, muy inferior al de la depreciación respecto del Brasil, con un coeficiente de 0,03.

Hasta que no se cuente con datos de un año completo basados en la canasta ampliada y las nuevas ponderaciones, será difícil interpretar la inflación interanual y la forma en que refleja las presiones inflacionarias, así como la incidencia de los cambios en las ponderaciones o de los nuevos productos.

La comparación de las ponderaciones anteriores con las nuevas no es una tarea sencilla. La nueva canasta comprende 450 productos frente a los 293 de la anterior. Unos pocos rubros han desaparecido (por ejemplo, los calcetines cortos y los estuches de maquillaje), se han agregado otros (los más notorios son todos los rubros del sector de las comunicaciones, aparte de las líneas fijas), y unos pocos se han reclasificado, ya sea como grupo (las bebidas alcohólicas se separaron de los alimentos) o individualmente (el transporte escolar se sacó de la educación y se incluyó en el transporte). Hemos tratado de reclasificar cada rubro del índice anterior en las categorías del nuevo.

Los únicos datos disponibles sobre el PIB trimestral son los correspondientes al período comprendido entre el primer trimestre de 1994 y el cuarto trimestre de 2006. Para extender la serie cronológica al período anterior a 1994 y hasta 2007, recurrimos a un indicador trimestral de actividad más antiguo y a la metodología de Chow-Lin (1971). La metodología utilizada es la misma que la que se usa actualmente para elaborar las cuentas nacionales trimestrales del Paraguay. Una ventaja de aplicar esta metodología, en lugar de simplemente acoplar los indicadores trimestrales de actividad de ponderación fija existentes, es que la serie cronológica resultante es conmensurable con el PIB. El indicador de actividad utilizado para 1991–1994 se basa en un conjunto de indicadores sectoriales más restringido que el del índice que se usa actualmente, que es el Indicador Mensual de la Actividad Económica del Paraguay (IMAEP) y que, como tal, es también más volátil y menos confiable.

Oomes y Ohnsorge (2005), en el estudio de la demanda de dinero en Rusia, llegan a la conclusión de que el “dinero efectivo en sentido amplio”, que también incluye los dólares (billetes) en circulación, constituye el agregado más estable para la demanda de dinero. Nos hubiera gustado analizar este efecto en relación con el Paraguay, ya que su economía está altamente dolarizada, pero lamentablemente no se dispone de esa serie cronológica. Sin embargo, de acuerdo con los economistas del BCP, el uso de dólares en efectivo para transacciones directas en la economía es limitado, en contraste con la función que desempeñan los dólares como forma de almacenaje (mediante depósitos en dólares) y como unidad de cálculo (la mayoría de los grandes agregados se analizan en dólares).

De acuerdo con un estudio anterior de Rojas Páez y Wenniger (2006) sobre la demanda de dinero en el Paraguay, también tratamos de estimar el dinero en sentido estricto ajustado, M1A, definido como M1 + depósitos a plazo y cajas de ahorro. Los resultados fueron similares a los de M1 y M2 pero no se presentan aquí. Rojas y Wenniger estimaron la demanda de M1A en base a datos anuales del período 1970–2002 después de imponer la homogeneidad de precios; encontraron elasticidad unitaria respecto del ingreso, y un costo de oportunidad significativo medido en función de la tasa de interés de los certificados de depósito. Las diferencias de frecuencia y de períodos podrían explicar por qué no pudimos reproducir sus resultados.

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