dolarización Provocó la Sustitución Monetaria

DOLARIZACIÓN, TIPO DE CAMBIO Y FACTORES DE RED E HISTÉRISIS: CASO DEL PERÚ 1992 – 2011.

Profesor: Marcel Huaclla GómezFacultad de Ingeniería Económica

RESUMEN

Durante el último cuarto de siglo el Perú ha tenido un proceso de sustitución monetaria y dolarización, se ha coexistido con dos monedas, que ha provocado dificultad para efectuar la política monetaria, pero también han crecido las destrezas de Banco Central de Reserva del Perú para manejar el problema. La causa principal inicialmente se encontró en los desastrosos resultados de políticas económicas fallidas, dentro de ellas la inflación, y en especial la depreciación del tipo de cambio, pero en los últimos 10 años la economía peruana ha ingresado en la senda del crecimiento económico con una apreciación cambiaria sin precedentes, que ha motivado un proceso de desdolarización paulatina. La presente investigación demuestra que este problema en su desarrollo habría creado efectos de red y persistencia o histéresis, pero que en la actualidad estarían en disolución si continúan las políticas pro crecimiento económico, con estabilidad y bajo riesgo e incertidumbre, los resultados así lo demuestran, es más, pese a la existencia de la dolarización la demanda de dinero para transacciones es estable, lo que resulta que sería posible utilizar agregados monetarios reducidos como M1 para hacer política monetaria. Pero la apreciación cambiaria que aparece, está presionando al gobierno para que se aumente la productividad a fin de que se compense la caída en el tipo de cambio real en especial.

Palabras clave: Sustitución monetaria, efecto Ratched, dolarización, demanda de dinero, modelo ARDL

I.- INTRODUCCIÓN.

La sustitución monetaria en el Perú se instauró hace mas de 30 años, desde el manejo

irresponsable de las políticas macroeconómicas que aplicaron los sucesivos gobiernos

en los años ochenta. Pasado el gobierno de A. Fujimori de la década de los años

noventa, que hizo las reformas estructurales que aconsejaba el Consenso de

Washington, bajó la inflación de 7,600% en 1990 al 1.8% en el año 2000 tasa de

inflación inferior a la mundial, pero sin embargo la dolarización y la sustitución

monetaria no se acabaron, e incluso llegó con mayor fuerza en algunos años de mayor

incertidumbre y riesgo como en la crisis Rusa de 1998; también con la presencia del

Sr. Humala como candidato a la presidencia en el año 2006; y la crisis financiera

internacional que aun no termina desde el año 2008-2009. La existencia de la

dolarización como concepto amplio y la sustitución monetaria en particular, en la que

se sustituye la función de medio de pago de la moneda doméstica por el dólar de

1

Estados Unidos, hace más volátil el tipo de cambio en la medida que el país esté

sujeto a shocks internos o externos, ya que el tipo de cambio cumple el papel de

absorvedor de shocks. También al ser éste más volátil, el traspaso de los cambios en

esta variable a los precios es más grande, lo que dificultaría utilizar el esquema de

metas de inflación. Por otro lado, en una economía dolarizada, usar la tasa de interés

de política, (Regla de Taylor) para estabilizar la economía se dificulta, ya que su

impacto en la demanda agregada podría ser débil, al existir activos denominados en

moneda extranjera. Frente al problema de volatilidad, y la necesidad de estabilizar el

tipo de cambio, para tener una meta inflacionaria bajo control, el manejo de las

brechas de inflación y del producto que están en la regla de Taylor y su control vía

tasa de interés de política, se le complica al banco central bajo presencia de

dolarización, ver (Battini, Levine y Pearlman (2007). También hay que tomar en cuenta

que la dolarización afecta a los gobiernos para obtener ingresos por señoreaje. Cabe

manifestar que la dolarización y la sustitución monetaria pueden causar aumentos de

la economía informal, ya que al hacerse transacciones en otra moneda se puede

esconder la evasión de impuestos de parte los agentes económicos. Por último, la

presencia de la sustitución monetaria podría restar credibilidad al BCRP en la medida

que sus proyecciones no puedan ser cumplidas al utilizar el esquema de metas de

inflación.

Tanzi y Blejer (1982), dan la pauta de como los gobiernos a través de los déficit

gubernamentales, financiados con emisión monetaria han generado inflación y han

forzado a los agentes económicos a cambiar sus expectativas de inflación, y con ello

han reducido sus demandas de saldos monetarios domésticos y elevaron la demanda

de saldos monetarios en moneda extranjera. Pero cuando la inflación bajó, la

dolarización se mantuvo elevada generado una resistencia de volver a la situación

anterior, dando una sensación de histéresis y persistencia. El Perú no ha sido la

excepción en el mundo, ya que su primer empuje hacia la dolarización se da desde

los inicios de la década de los años ochenta cuando el problema de deuda externa en

el Perú y América Latina era acuciante y es más, el crecimiento excesivo del Estado

por empresas públicas y dependencia burocráticas que hizo difícil su financiamiento y,

se tuvo que recurrir a la emisión de dinero y, a la devaluación del tipo de cambio y con

ello la dolarización y sustitución monetaria se incrementaron sustancialmente.

Entonces, el problema de la dolarización y sustitución monetaria le complica al Banco

Central de Reserva del Perú (BCRP) hacer política monetaria, al tener la economía

dos dineros en una economía abierta y pequeña y, al ser uno de ellos producido en

otro país. La variable que relaciona a estos dineros es el tipo de cambio, y es

precisamente esta variable la que captura los problemas de nuestro país y del exterior

2

y con ello nos lleva a ser más o menos dolarizados, con más o menos riesgo. Luego si

deseamos saber cómo afecta la dolarización y la sustitución monetaria en particular a

la política monetaria es verificar cómo impacta al mercado del dinero, y por tanto a la

demanda de dinero, ya que supuestamente esta sería inestable por la presencia de

este problema. Por otro lado, la dolarización al parecer vino para quedarse por un

tiempo largo, pese a que se derrotó a la inflación, pero en esta última década comenzó

un proceso de desdolarización, en la medida que el país tomo el rumbo del

crecimiento económico, y se generó una apreciación cambiaria severa que nunca

antes se tuvo, entonces, la histéresis la persistencia y los efectos de red de este

fenómeno entraron en retirada y que es lo que se encargará de verifica este trabajo,

para ello utilizaré el efecto Ratched o de persistencia para comprobar si estamos

precisamente en el rumbo de la desdolarización. Pero antes se verificará cuáles son

los determinantes de la dolarización, que al perecer sería el tipo de cambio que se

analizará en una primera aproximación, para pasar luego a medir el impacto de otras

variables en la dolarización y en la dolarización de los créditos. Posteriormente se

verificará el impacto de la dolarización sobre la estabilidad de la demanda de dinero.

La investigación abordará en la parte II, los antecedentes de la dolarización y

sustitución monetaria, en la parte III se verificara el marco teórico, en la IV tendremos

los resultados y discusión, y la parte V las conclusiones.

II.- ANTECEDENTES.

Los estudios sobre sustitución monetaria en el Perú de la década de los noventa

vienen desde el trabajo de L. Rojas-Suarez (1992), que abarca el periodo 1978:1-

1985:6, demuestra que el coeficiente de sustitución monetaria (m1-f) donde m1 es

dinero doméstico y f son los depósitos en dólares en los bancos del Perú, dependen

fundamentalmente de las expectativas de devaluación del tipo de cambio.

Posteriormente, el trabajo de Elmer Cuba y F. Herrera (1995), a través de la

estimación de una función de demanda de dinero para la definición de dinero M1,

encuentran que la tasa de interés pasiva en moneda extranjera es muy importante en

esta función y su parámetro resultó en –6.35 más significativa que la variable de

escala, que fue 0.66 inferior a la unidad; la ecuación es estable, se rechaza la

exogeneidad fuerte, la ecuación de cointegración se estima por el método de Engle y

Granger (1987). El otro trabajo de demanda de dinero es el de Zenón Quispe (1997),

encuentra inestabilidad de la función en el mes de julio de 1994 y la explicación es: “

Este quiebre sería consecuencia del proceso de remonetización de la economía que

se habría profundizado durante 1994..”, la sustitución monetaria la introduce vía tipo

de cambio pero resultó en ecuaciones inestables, por lo que termina estimando la

3

demanda de dinero por circulante M0 y M1 en función de la tasa de interés pasiva en

moneda nacional y, el PBI como variable de escala. La demanda por circulante o por

billetes y monedas resultó ser la más estable, después de corregir la inestabilidad con

variables dummy, la elasticidad ingreso resultó ser muy pequeña 0.31 y la elasticidad

costo de –0.52; no presenta pruebas de autocorrelación, heterocedasticidad,

especificación, normalidad, solamente trabaja con el test cusum al cuadrado para

analizar la estabilidad. El otro trabajo más reciente es el de Zenón Quispe (2006), que

estima para varias definiciones de dinero, e introduce como variables explicativas

adicionales los coeficientes de dolarización y monetización, la elasticidad ingreso para

M0 es 0.50 y 1.12 para M1 y las elasticidades costo, medido por la tasa de interés de

ahorro es de –0.35 para M0 y –0.36 para M1, introduce una variable dummy para el

mes de julio de 1994, tampoco presenta las pruebas econométricas estándar y de

estabilidad. Luego de la revisión de la literatura sobre demanda de dinero en el Perú,

no hay estudios recientemente efectuados, que involucre al tipo de cambio como

determinante de la sustitución monetaria, por lo que la verificación de su impacto sobre

esta será uno de los aportes de éste trabajo, y adicionalmente verificar si está es

estable o no. Por otro lado, Armas et. al. (2001), señalan que es más importante en el

Perú la dolarización de activos, también Morón y Castro (2004) estima modelos de

sustitución de activos, también, García-Escribano (2011) ha estimado en un modelo

VAR con seis variables y utilizando multiplicadores dinámicos acumulados, encuentra

que la economía peruana estaría experimentando con éxito una desdolarización

financiera, impulsado por factores de mercado, gracias a la estabilidad

macroeconómica, menor riesgo cambiario, desarrollo del mercado de capitales, su

enfoque está orientado a verificar la reducción de la desdolarización del crédito

comercial, los depósitos a plazo y de ahorro. También cabe mencionar el trabajo de E.

Lahura (2010), encuentra inestabilidad en las demandas de dinero reducidas M0, M1,

y M2 solamente la definición de dinero M3 sería recomendable para efectuar

proyecciones de inflación, por lo que se puede usar para hacer política monetaria. En

el resto del mundo existen numerosos trabajos, en donde la sustitución monetaria es

determinada a través de la función de demanda de dinero, ver los trabajos para el

caso de Rusia de N. Oomes y F. Ohnsorge (2005), Anna Dorbec (2005); B. Harrinson

y Yulia Vymyatnina (2007), para el caso de la República Checa; L. Komárek y M.

Melrcký (2001), para Turquía; Irfan Civcir (2003), para China; Aarón Merota (2006)

para Cambodia; Kem Reat Viseth (2001), para Bolivia; Oscar Lora R.(2000). En todos

estos trabajos se ha incluido el tipo de cambio como determinante de la demanda de

dinero y, por tanto a través de esta variable se mide el impacto de la sustitución

monetaria. Existen otros trabajos también que miden la sustitución monetaria vía

4

coeficiente de dolarización (m-f), el sustento teórico de estos sería el modelo de

portfolio que incluye normalmente a cuatro activos ver W. Branson y D. Henderson

(1985). También otros siguen a lo sugerido por M. Miles (1978), que muestra la

sustitución vía una elasticidad de sustitución constante. Por otro lado, en la literatura

existen modelos cash in-advance o modelos de efectivo por adelantado, un buen

trabajo en esta dirección es el de Uribe (1997) que establece un proceso de

aprendizaje, en la que se supone que es caro inicialmente comprar con moneda

extranjera y los costos irán disminuyendo conforme se van realizando más

transacciones es decir se va adquiriendo experiencia, este modelo puede demostrar la

existencia de histéresis, es decir, no poder llegar a la situación anterior es decir

desdolarizar ya que se habrán construido “externalities-network”, una vez instalada

una red de trabajo en moneda extranjera, resulta costoso para estos agentes

económicos operar nuevamente en moneda nacional. El trabajo de Rojas-Suarez

(1992) utiliza este esquema de cash in-advance, que dicho sea de paso el presente

trabajo también lo utilizará. Los modelos de histéresis son adecuados para estudiar la

sustitución de monedas, ya que se focalizan en el análisis de la tenencia de dinero

extranjero con fines transaccionales. También, Lebre de Freitas(2003) encuentra la

existencia de histéresis en Bolivia, Turquía e Indonesia, utilizando el efecto Ratched;

otro trabajo que mide este problema de histéresis es el de Esquivel (2008), trabajando

con el coeficiente de dolarización del crédito en moneda extranjera con respecto al

crédito en moneda nacional encuentra utilizando variables proxies para medir las

externalidades de red estadísticamente significativos, esta es medida a través del

ratio de depósitos de moneda extranjera en términos de depósitos en moneda

nacional, y también utiliza la credibilidad como un variable que puede generar

desdolarización en el crédito.

Por otro lado, examinando el proceso de sustitución monetaria en el Perú a través el

comportamiento del dinero (LM1), circulante más depósitos a la vista, con el ratio de

dolarización (LDOL) que se mide como el cociente entre la liquidez en moneda

extranjera con respecto a la liquidez total del sistema financiero, y el tipo de cambio

nominal (LTCV), sus movimientos van a generar el caso típico de sustitución

monetaria. En el gráfico No 01 se puede apreciar la sustitución monetaria en tasas de

crecimiento con respecto al año anterior. Dado que el tipo de cambio nominal

(LTCV12) tiene una relación muy alta con el coeficiente de dolarización (LDOL12), el

coeficiente de correlación entre ambas es de 0.91, se creó una diferencia entre ellos

(LDOL12 - LTCV12) que es muy estrecha, y se la relaciono con la liquidez en moneda

doméstica definida como M1 (LM112). El resultado es que ambas tienen una relación

inversa, ya que cuando sube el tipo de cambio, también aumenta la dolarización, pero

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-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

5

1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010

LM112 (LDOL12,LTCV12)

RELACIÓN ENTRE LA AREA DE LA BANDA DEL COEFICIENTEDOLARIZACIÓN Y EL TIPO DE CAMBIO NOMINAL (LDOL12, LTCV12)

CON EL DINERO DOMÉSTICO DEFINIDO COMO M1 (LM112)PERÚ: 2003.01 - 2011.06

-4

-3

-2

-1

0

1

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3

4

5

94 96 98 00 02 04 06 08 10

LDOL12 LM1R12 LTCV12

RELACIÓN ENTRE EL COEFICIENTE DE DOLARIZACIÓN (LDOL12)CON LA TASA DE DEVALUACIÓN DEL TIPO DE CAMBIO (LTCV12)

Y LA TASA DE CRECIMIENTO DEL DINERO DOMÉSTICO M1 (LM1R12).PERÚ: 1992 - 2011

a costa de una disminución en la demanda de dinero doméstico M1, esta relación

inversa se reproduce para todo el periodo, ver gráfico N0 01.

GRÁFICO No 01 GRÁFICO No 02

En periodos de mayor sustitución monetaria se producen en los shocks que recibe la

economía peruana, primero, la crisis mexicana, 1994; después las crisis asiática, rusa

y brasilera entre los años 1997 – 1999 incluido el año 2000 año en que el gobierno de

A. Fujimori renuncia por fax a la presidencia del Perú. Luego en la crisis financiera

desde su incubación hasta que revienta la burbuja financiera en septiembre del 2008;

posteriormente continúa un proceso de desdolarización a la fecha 2011. En el gráfico

No 02 se puede apreciar la relación de estas tres variables.

Luego las variaciones en el tipo de cambio nominal afectarán a la demanda de dinero

doméstico, ya que cuando éste aumenta los agentes económicos se deshacen de los

soles y adquieren dólares, provocando volatilidad en la demanda de dinero que la

puede hacer inestable. Si ocurriera inestabilidad de la demanda de dinero para

transacciones entonces se dificulta utilizar por el BCRP las metas monetarias, es más,

nos dejaría solamente con la opción de poder utilizar como ancla nominal de la

economía al tipo de cambio nominal o la meta inflacionaria que hoy se utiliza. Por otro

lado, en la crisis del 2008 y 2009; el Perú tuvo un fuerte impacto de la crisis

internacional y el tipo de cambio como absorvedor de shock no pudo ayudar para

paliar la caída del 9.8% del crecimiento del producto en el año 2008 al 1.9% en el año

2009, por más de que este se devaluó llegando hasta S/. 3.26 nuevos soles por dólar

(IV trimestre del 2008), y también se impidió que éste se depreciara más, a fin de que

la tasa de inflación no se dispare más de la meta propuesta por el BCRP; esto se

6

-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10

LDOL LTCV

RELACIÓN ENTRE EL RATIO DE DOLARIZACIÓN (LDOL)CON EL TIPO DE CAMBIO NOMINAL (LTCV).

PERÚ: 1999.01 - 2011.06

80

120

160

200

240

280

320

360

92 94 96 98 00 02 04 06 08 10

TI PX PM

RELACIÓN ENTRE LOS PRECIOS DE LAS EXPORTACIONES (PX)CON LOS PRECIOS DE LAS IMPORTACIONES (PM) Y LOS

TÉRMINOS DE INTERCAMBIO (TI)PERÚ: 1992 - 2011

debió justamente por la dolarización de la economía, ya que la mayor devaluación del

tipo de cambio hubiera dolarizado más al país y causado problemas a los agentes

económicos endeudados en dólares, pero que sus ingresos son en nuevos soles

(Efecto Hoja de Balance), de ahí que el BCRP perdió cerca de US$ 6,000 millones de

dólares para contener la subida del tipo de cambio. Este hecho no ocurrió en Chile

donde el tipo de cambio subió todo lo que pudo, para cumplir con su papel de

absorvedor de shocks.

Es a partir del año 2000 hacia adelante, ocurre una caída casi sostenida del

tipo de cambio y con ello cae el ratio de dolarización, en esta periodo también se

registra las tasas de crecimiento sostenidas del PBI, por la coyuntura internacional

favorable, ya que los términos de intercambio mejoran sustancialmente, a partir del

año 2003 y en casi sesenta años no había subido tanto estos términos de intercambio,

lo que genera una abundancia de liquidez en moneda extranjera producto de los

mejores precios de nuestra exportaciones. En el gráfico No 03 se puede apreciar esta

situación. La mejora de los términos de intercambio (TI), y sobre todo el aumento

sustancialmente los precios de nuestras exportaciones (PX), mejoró la posición de

reservas internacionales del Perú, y también se comienza a pagar deuda externa que

cae hasta 12% PBI (deuda neta) en el año 2011. Pero la abundancia de dólares y los

mejores precios internacionales, y las mayores inversiones privadas extranjeras,

provoca la apreciación continua del tipo de cambio, y el BCRP tuvo que intervenir con

rapidez a fin de evitar caídas sustanciales, y que provoque bajas también en el tipo de

cambio real y con ello lesione las exportaciones y abarate las importaciones y

perjudique la producción nacional que compite con las importaciones.


Luego la mejora de los términos de intercambio, crecimiento e inversión

externa y la abundancia de liquidez internacional trajo consigo la apreciación del tipo

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-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10

LDOLCRE LTCV

RELACIÓN ENTRE EL RATIO DE DOLARIZACIÓN DE CRÉDITOS(LDOLCRE) CON EL TIPO DE CAMBIO NOMINAL.

PERÚ: 1999.01 - 2011.06

de cambio y con ello cae el ratio de dolarización, (ver gráfico No 04). En éste gráfico

resalta que después de producida la crisis financiera internacional en septiembre del

año 2008 se produce un rebote del tipo de cambio nominal (LTCV) que venía cayendo

en forma sostenida, aumenta hasta S/. 3.26 nuevos soles por dólar en el mes de

diciembre de ese año, en circunstancias que un mes antes del estallido de la crisis, el

dólar se cotizaba a un promedio de S/. 2.80 nuevos soles por dólar, esta subida del

tipo de cambio hace aumentar también el coeficiente de dolarización. Pero el proceso

de desdolarización en este periodo no solo es de la liquidez y depósitos sino también

del crédito en dólares que se mide de dos maneras, el primero, entre el crédito total en

dólares respecto del crédito total del sistema financiero (LDOLCR) y el segundo entre

crédito total en dólares entre el crédito total en soles (LDOLCRE). El crédito también

es influido por el comportamiento del tipo de cambio. En el gráfico No 05 y 06 se

puede ver esta situación. Entonces los agentes económicos usan más crédito en

dólares cuando se aprecia el dólar, y usan más créditos en soles cuando el nuevo sol

se aprecia, ellos prefieren mantener su riqueza real constante, pero a su vez también

tendrán más cuidado al efecto hoja de balance.


En el gráfico No 06 se puede ver dos etapas bien marcadas, la primera de dolarización

y la segunda de desdolarización. La primera etapa (1992 – 2001) es de estabilización,

shocks externos, deuda externa, falta de crecimiento, alto riesgo país, devaluaciones

del tipo de cambio, como resultado más dolarización, en la segunda etapa (2002 –

2011) viene la estabilidad, con altas tasas de crecimiento, apreciación cambiaria,

grado de inversión, superávit fiscal, bajo riesgo país, entonces se produce la

desdolarización que aun está en proceso.

Uno de las variables que estaría influenciando de manera decisiva en la

desdolarización, es el crecimiento fuerte que ha tenido la economía peruana en los

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-3

-2

-1

0

1

2

3

92 94 96 98 00 02 04 06 08 10

LPBI HPLPBILDOL LDOLCRE

RELACIÓN ENTRE LOS COEFICIENTES DE DOLARIZACIÓNDE LA LIQUIDEZ (LDOL) DEL CRÉDITO (LDOLCRE) CON EL

LPBI Y EL PBI CON FILTRO (HPLPBI)PERÚ: 1992 - 2011

últimos ocho años, en el gráfico No 07 se puede apreciar esta situación, justamente,

cuando el Perú logra acceder a mayor (LPBI), la economía se desdolariza, se puede

observar que desde el año 2002 hacia adelante el crecimiento se acelera y cae la

dolarización de los créditos (LDOLCR) y de la liquidez (LDOL). Entre los años 1997 –

2001 el crecimiento del Perú es muy bajo e incluso negativo en algunos años (crisis

asiática, rusa, brasilera y fenómeno del niño), la dolarización se amplía. De igual modo

entre los años 1994 – 1995 la economía acelera su crecimiento se puede observar que

la dolarización cae tanto de los créditos como de la liquidez.

GRÁFICO No 07

Indudablemente que el crecimiento del PBI está relacionado con la demanda de dinero

doméstica y en especial la demanda para transacciones, que al parecer la elasticidad

ingreso (producto) es mayor que dos, Lahura (2010). Luego una de las mejores

políticas para desdolarizar es que el país no reduzca el crecimiento, pero con

estabilidad económica, política y social. El mayor crecimiento económico también

provocará apreciación cambiaria (ceteris paribus) y con ello desdolarización, pero la

apreciación empujará a mayor productividad y por tanto mayor crecimiento, éste es un

círculo virtuoso para desdolarizar. Entonces veamos si apreciar el tipo de cambio es

bueno para desdolarizar junto con el crecimiento económico, para ello debemos

observar primero el tipo de cambio solo, como variable causante de la dolarización,

después veremos los determinantes de la dolarización en un modelo más completo

que incluya el crecimiento económico, el efecto persistencia y si las redes está en

extinción.

III.- MARCO TEÓRICO.

Supuestamente el determinante del ratio o coeficiente de dolarización, es el tipo de

cambio. El modelo que sustenta la primera parte está basado en los trabajos de

9

Suarez-Rojas (1992), Reat Viset (2001), Calvo y Vegh (1990) (1992). Se supone que

en la economía se produce y consume dos tipos de bienes, que sus precios son P* de

los bienes transables y P de los no transables. Por otro lado, sea є la tasa de cambio

nominal. Se asume que el valor de los precios de los bienes transables es uno P*=1,

de ahí que el tipo de cambio real quedará como: є/P. Los agentes económicos

mantienen en sus carteras tanto dinero doméstico como extranjero, y que ambos son

sustitutos imperfectos. Los agentes maximizan la siguiente función de utilidad:

1)

La función de utilidad se asume que es separable para los bienes y la función es

estrictamente cóncava. Las utilidades marginales de los dos bienes son positivas y

decrecientes. Los agentes económicos enfrentan la siguiente restricción presupuestal:

2)

Donde:

Los agentes económicos encaran la restricción de cash in-advance de la siguiente

forma:

3)

Esta ecuación sigue a Calvo y Vegh (1990) donde l (…) es una función de producción

de servicios de liquidez que se supone es homogénea y lineal donde las

productividades marginales lM / P y lεF /P son positivas y decrecientes.

10

V (M t , F t , Pt , εt ) =Max Et U t (C tH , C t

T ) + β V ( M t +1 , F t+1 , Pt+1 , εt+1 )

Donde :C t

H : Consumo de bienes no transables .

C tT : Consumo de bienes Transables .

M t : Stock de dinero doméstico al inicio del periodo t ( M t=M t−1 + τ t ) donde τ es latransferencia de dinero doméstico dado por el gobierno al inicio del periodo t .

F t : Stock de dinero extranjero al inicio del periodo t .β : Tasa de descuento .Et : Operador de exp ectativas , con información al periodo t

Y t +M t

Pt−1( 1

1+π t) +

εt−1 F t

Pt−1( 1+x t

1+π t) = C t

H +εtPt

C tT +

M t

P t

+εt F t

P t

π t : Es la tasa de inf lación de los bienes no transables .

x t : Es la tasa de var iación del tipo de cambio .

Y t : Es el ingreso derivado de producción de los dos bienes transable Y tT

y no transable Y tN luego , Y t = Y t

H + ( εt /Pt ) Y tT

C tT +

εtPt

C tT ≤ l (M t

Pt

,ε t F t

Pt)

Se asume también que ∂ lt / ∂ (εF /P ) < 0 esta propiedad asegura que ambos dinero

son sustitutos imperfectos. Luego maximizando 1) sujeto a 2) y 3) y denotando que λ

es el multiplicador de Lagrange de la restricción de presupuesto y Ω es el multiplicador

de Kuhn - Tucker de la restricción de cash in-advance. Las condiciones de primer

orden se expresan en las siguientes ecuaciones.

Las ecuaciones 4) y 5) denotan las tasas marginales de sustitución entre los bienes

transables y no transables es igual a la tasa de cambio real, es decir dividiendo 5)

entre 4). Las ecuaciones 6) y 7) nos muestran que el valor marginal de adicionar una

unidad monetaria para t+1 es igual a su costo marginal de λ t /Pt para la moneda

doméstica y λ t ε t /P t para la extranjera. Dividiendo las ecuaciones 6) y 7) en estado

estacionario y haciendo x t=π t se puede expresar lo siguiente:

8)

Puesto que la función l (…) es homogénea de grado uno, la ecuación 8) se puede

escribir como:

9)

El segundo caso expresaría un modelo en tiempo continuo, donde ƒ es una función de

saldos monetarios de la moneda doméstica en términos de la moneda extranjera y

tasa de devaluación del tipo de cambio. Para ƒ’ (x) < 0 nos indica que en una situación

de estado estacionario el ratio de mantener entre el dinero doméstico y el extranjero

está relacionado inversamente con la tasa de devaluación del tipo de cambio. La

11

4 ) U H ( . )= λ t + Ωt

5 ) UT ( . ) =εtPt

( λ t + Ωt )

6 ) β E t [ λtP t+1

+Ωt

P t+1

lM / P (M t+1

Pt+1

,εt+1 F t+1

Pt +1)]= λt (1P t

)7 ) β Et εt+1

Pt +1 [ λ t+1 + Ω t+1 lεF / P(M t+1

Pt+1

,εt+1 Ft +1

Pt +1)]= λ t (ε t

Pt)

lM /P (M /P , εF /P )lεF /P( M /P , εF /P )

= 1+ x1−β

M /PεF /P

= f ( x )

ecuación 9) puede ser estimada como lo expresa Rojas-Suarez (1992), de la siguiente

manera:

10)

Donde:

También, es posible especificarla en función de brechas es decir la variable con

respecto a su tendencia de largo plazo, es decir:

11)

Donde:

ldol : es el coeficiente de dolarización , medido por el ratio de moneda extranjera con respectoa la liquidez total .

ldol∗ , y e∗ : son los valores de tendencia de larg o plazo .Luego en la ecuación 10) se puede expresar que el ratio de moneda doméstica a

moneda extranjera depende de la tasa de devaluación esterada del tipo de cambio

nominal. Para efectos de la estimación de esta ecuación se tomará la inversa de la

ecuación 10) es decir la liquidez en moneda extranjera en relación a la liquidez en

moneda nacional existente en el sistema bancario peruano que la expresamos como.

LDOL=ldol= Liquedez en Moneda ExtranjeraLiquidez Total del Sistema Bancario

Pero dado que en la ecuación 10) se estaría estimando una serie (variable endógena)

que tiene raíz unitaria, con respecto a una estacionaria que es la tasa de variación del

tipo de cambio esperado, de ahí que para efectos de efectuar una buena estimación el

modelo se trabajará de acuerdo a la ecuación 11), en la que ambas variables tienen el

mismo grado de integración, utilizando el modelo ARDL (The Autoregressive

Distributed Lag), método propuesto por Pesaran, Shin y Smith (1999) (2001), aunque

este modelo acepta la introducción de variables integradas de diferente orden.

Para efectos de la estimación del ratio del crédito de moneda extranjera en relación al

crédito doméstico en moneda nacional, es decir:

LDOLCRE= Crédito en Moneda ExtranjeraCrédito en Moneda Doméstica

12

mt − f t = α +θ E ( e t+1 − e t ) + ut

mt : Es el stock de dinero doméstico .f t : Es el stock de dinero extranjero .e t : Es la tasa de cambio nomin al . e = LTCV

ut : Tér mino de error de la ecuación .

GAPLDOL=ldol t− ldol∗¿ α + θ (e t+1 − e∗) + u t

La construcción de la brecha del crédito GAPLDOLCRE, se construye en base de la

información del ratio de dolarización del crédito menos el ratio de dolarización de

créditos de largo plazo, utilizando un filtro adecuado:

12)

De acuerdo con la ecuación 12), esta brecha también depende de la brecha del tipo de

cambio; ambas son variables estacionarias que será estimada por el método de

Pesaran et. al.(2001).

Por otro lado, se intentará introducir otras variables que expliquen también al

coeficiente de dolarización (LDOL ), creándose un modelo más general. Dado que el

PBI se ha tornado en una variable importante y el diferencial de las tasas de interés

internas y externas corregidas por las expectativas de devaluación del tipo de cambio,

también serán incluidas en las estimaciones, además del tipo de cambio que se

supone sería el principal determinante de este coeficiente. Entonces una vez que se

demuestre los principales determinantes de los coeficientes de dolarización del dinero

y crédito, los efectos de red e histéresis, posteriormente se determinará si estos ratios

hacen inestable a la demanda de dinero para transacciones definida como M1 que

incluye a los billetes y monedas en circulación más los depósitos a la vista. Esta

definición se adecua para identificar al dinero como medio de pago y estar en línea

con la definición de sustitución monetaria.

IV.- RESULTADOS Y DISCUSIÓN.

El método de estimación para verificar la existencia de cointegración entre las

variables será el modelo ARDL (The Autoregressive Distributed Lag), propuesto por

Pesaran et. al. (2001), su aplicación tiene la ventaja de que no requiere que todas las

variables involucradas tengan raíces unitarias I(1), tal como lo exige el método de

Johansen. Entonces al usar este método es posible introducir variables integradas de

orden uno como así también variables estacionarias o integradas de orden cero I(0),

permite no caer en errores de especificaciones del modelo. Es más, tal como lo

menciona Narayan y Smyth (2004) es potencialmente más robusto que el esquema de

Johansen. Todas las variables están expresadas en logaritmos. La especificación

general del modelo será como el que sigue:

13)

13

GAPLDOLCR= ldolcre−ldolcre∗¿ ¿GAPLDOLCRE=ldolcrt − ldolcr∗¿ θ0 + θ 1 (et +1 − e∗) + u t

ΔLDOLt = α0 + ∑J=1

P−1

ηJ Δ(LDOL)T−J + ∑J=0

q1 −1

α 1 J ΔeT−J + ∑J=0

q2 −1

α 2 J ΔDIF 1T−J + ∑J=0

q3 −1

α´ 3J ΔLPBIT−J

γ 0 LDOLT−1 + γ1 eT−1 + γ 2 DIF1T−1 + γ 3 LPBIT−1 + UT

Donde los γ i son los parámetros de largo plazo y

η j y los α ij son los parámetros del

modelo dinámico a corto plazo, Ut es el término de error que se supone que no está

correlacionada con los regresores, ΔLDOL es el coeficiente de dolarización en

primeras diferencias, ΔDIF 1 es el diferencial de tasas de interés interna y externa

corregido por las expectativas del tipo de cambio, ΔLPBI es el diferencial del PBI.

Para efectos del cálculo de los retardos de este modelo ARDL se usará los criterios de

Aikaike y Hannan y Quinn. Para hallar los coeficientes normalizados del modelo a

largo plazo se procederá a efectuar la siguiente división: β i =

γ i

γ0

La ecuación presenta una parte dinámica y explica el corto plazo, expresada en

primeras diferencias con sus respectos procesos autorregresivos, y una de largo plazo

que está expresada en niveles es decir LDOLT−1 , DIF1T−1 , eT−1 , LPBIT−1 .

Por otro lado para la verificación de la existencia de cointegración o no, se computa un

test F, que de acuerdo con Pesaran et. al. (2001) el valor calculado debería de superar

la banda superior es decir F>Fu propuesta en sus tablas al 90%, 95% y 99% para que

exista cointegración. La formulación de la hipótesis nula en la que

γ 0=γ 1=γ 2=γ3=0, si esto ocurriera, se acepta la hipótesis nula es decir que no

existe cointegración entre las variables propuestas en la ecuación 13) de la parte no

dinámica, es decir no existe una relación a largo plazo entre las variables involucradas.

Si F<Fu menor a la banda inferior, también no se puede rechazar

γ 0=γ 1=γ 2=γ3=0 en este caso no existe una relación a largo plazo. Finalmente si

FL< F < Fu la respuesta es inconclusa.

Luego para efectos de la estimación del impacto del tipo de cambio sobre el

coeficiente de dolarización, de acuerdo al modelo propuesto ecuación 11), se procede

a estimar en términos de brechas, por lo que la ecuación a estimar sería:

14)

La variable GAPLTCV expresa la brecha del tipo de cambio con respecto de su

tendencia, el término UT es el término de error con todas sus propiedades, (Δ)

expresa la primera diferencia. La estimación se efectúa por mínimos cuadrados

ordinarios, en donde los rezagos óptimos son calculados por el método de Aikaike.

14

ΔGAPLDOL t = α0 + ∑J=1

P−1

ηJ ΔGAPLDOLT−J + ∑J=0

q1 −1

α 1J ΔGAPLTCV T−J + γ 0 GAPLDOLT−1 +

γ1 GAPLTCV T−1 + U T

Como es de metodología de trabajos en series de tiempo, se presentan en los cuadros

No 3 y 4 los Test de raíces unitarias de las variables involucradas con constante y sin

tendencia. Las variables involucradas en la ecuación 14) son todas estacionarias (ver

cuadro No 3) medidas por los criterios de Dickey – Fuller Aumentado (DFA), Phillips –

Perron (PP) y el test de Kwiatkowski – Phillips – Schmidt – Shin (KPSS) en niveles

como en primeras diferencias. También se observa los test de raíces unitarias para la

ecuación 13).

CUADRO No 3

Test de Raíces Unitarias de las Variables

Variable DFA PP KPSS

LDOL -0.19 -0.39 1.52

e=LTCV -2.43 -4.08* 0.93

DIF1 -2.53 -2.55 1.18

LPBI -0.20 -0.21 1.85

LM1R 0.16 1.03 1.81

LDOLCR 0.61 1.12 1.21

GAPLDOLCRE -3.91 -3.45 0.03

GAPLDOL -6.90 -4.32 0.02

GAPLTCV -5.35 -4.04 0.03

VALOR CRÍTICO 95% -2.87 -2.87 0.46

Donde: LDOL= Coeficiente de dolarización, e=LTCV= tipo de cambio nominal,

LPBI= Producto Interno Bruto, LM1R= Dinero definición M1

LDOLCR=Coeficiente de dolarización de los créditos.

DFA=Test de Dickey-Fuller Aumentado. PP= Test Phillips-Perron

KPSS= Test Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin.

CUADRO No 4

Test de Raíces Unitarias de las variables en primeras diferencias (Δ)

Variable DFA PP KPSS

ΔLDOL -4.68 -13.09 0.15

Δe= ΔLTCV -4.94 -8.68 1.08*

ΔDIF1 -3.35 -19.41 0.16

ΔLPBI -16.35 -27.62 0.17

ΔLM1R -2.97 -23.15 0.26

ΔLDOLCR -3.15 -11.19 0.98

ΔGAPLDOLCRE -10.3 -10.9 0.01

ΔGAPLDOL -13.3 -13.5 0.01

ΔGAPLTCV -10.4 -10.4 0.09

VALOR CRÍTICO 95% -2.87 -2.87 0.46

15

Del cuadro No 3 se desprende que las variables LDOL, LTCV, DIF1, LPBI, LM1R y

LDOLCR, poseen raíz unitaria, solamente el tipo de cambio nominal e=LTCV con el

test de PP tuvo problemas en el sentido de que posee estacionariedad, pero para

verificar si es estacionaria se recurrió analizar el correlograma, resultando con

características de ser una variable con raíz unitaria, posteriormente se realizó el test

de Durbin – Watson de raíz unitaria, resultando con un DW=0.005 , que indica que

efectivamente tiene raíz unitaria, ya que el valor crítico es de 0.386 al 95% de

significancia según tablas. En el cuadro No 4 se presenta los Test de raíces unitarias

de las mismas variables del cuadro No 3 en primeras diferencias resultando que todas

son estacionarias, salvo el tipo de cambio nominal (e) con el test KPSS; de igual modo

se procedió a verificar su correlograma y se hizo el test de DW=0.98 resultando ser

estacionaria, ya que el valor crítico al 95% es 0.386.

En el cuadro 5 se presentan los resultados de los test F de la ecuación 14) sobre los

parámetros γ 0 y γ1 . El modelo de la parte dinámica, corresponde a un ARDL (5,5)

para LA ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN EN BRECHAS, es decir que se deberá de

colocar CINCO retardos, para respetar el orden sugerido por Aikeike. En realidad el

Test F es muy sensible al cambio del orden de los retardos, ya que se procedió a

estimar seis ecuaciones, comenzando con un retardo y posteriormente obteniendo los

test F para cada una de las ecuaciones estimadas en los retardos sucesivos, los

resultados de estos test se muestran en el cuadro No 5.

CUADRO No 5

Resultados del Test F para varios Retardos de la Ecuación de Dolarización por Brechas

Variable 1 lag 2 lag 3 lag 4lag 5 lag 6lag

Test F 21.6 22.9 28.3 29.7 32.7 25.4

Como se puede apreciar el test F más alto resultó para el retardo cinco, que coincide

con el número óptimo de retardos sugerido por Aikeike, en realidad son valores muy

elevados que nos permite asegurar la existencia de cointegración. En el cuadro No 6

se presenta los resultados estandarizados de esta ecuación.

CUADRO No 6

RESULTADOS DEL MODELO DE DOLARIZACIÓN EN LA

FORMA DE BRECHA GAPLDOL= (LDOL- LDOL*): PERÚ 1992 – 2011

Test de Cointegración Pesaran et.al. (2001)

____________________________________________________________________Panel A: F-statistic Calculado____________________________________F (GAPLDOL/ GAPLTCV) = 32.7 (0.000)____________________________________Valores críticos de la Banda (F -Test)

Nivel Significancia Bajo I (0) Alto I (1)

16

-5

-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

92 94 96 98 00 02 04 06 08 10

GAPLDOL GAPLTCV

RELACIÓN ENTRE LAS BRECHAS DEL COEFICIENTE DEDOLARIZACIÓN (GAPLDOL) CON EL DEL TIPO DE CAMBIO

NOMINAL (GAPLTCV)PERÚ: 1992 - 2011

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

94 96 98 00 02 04 06 08 10

CUSUM of Squares 5% Significance

TEST DE ESTABILIDAD ESTRUCTURAL CUSUM AL CUADRADODE LA ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN EN BRECHAS

GAPLDOL=LDOL - LDOL*PERÚ: 1992 - 2011

Al 5% 4.94 5.73Conclusión: Cointegrada._____________________________________________________________________Panel B: Coeficientes de Largo Plazo____________________________________Regresor Coeficiente____________________________________Constante 0.165 (5.21)LTCV 0.689*** (5.25)

Nota: *** significativa al 1%R-squared: 0.77; Adjusted R-squared: 0.75; D-W : 2.22; F-Statistic: 48.8; Jarque-Bera:4.93 (0.08); Ramsey RESET [1]: F-Statistic:0.00039 (0.98); Breusch-Godfrey LM test [2]: F-Statistic: 2.32 (0.10); Breusch-Godfrey LM test [12] F-Statistic: 1.35 (0.18);ARCH test [1]:F-Statistic: 0.28 (0.59); White Test F:1.22 (0.14). ( ) refer. a la probabilidad._____________________________________________________________________

Estos dan una sorprendente alta cointegración entre el coeficiente de dolarización en

brechas con el tipo de cambio nominal también en brecha, en el gráfico No 15 se

puede apreciar la alta relación entre ambas. Un 1% de incremento en el tipo de cambio

con respecto de su tendencia, provocará 0.68% de incremento en la brecha de

dolarización Lo que implica la fuerte sensibilidad de la dolarización al tipo de cambio

nominal. Esta situación amerita de parte del BCRP tener un control sobre la

variabilidad del tipo de cambio, y de hecho deberá se poseer siempre una buena

cantidad de reservas internacionales para afrontar shocks externos principalmente. La

ecuación tiene adecuada especificación (test Ramsey Reset), no tiene autocorrelación,

ni heterocedasticidad. El Test F=32.7 resultante es superior al valor crítico de la banda

superior ampliamente propuestos por Pesaran et.al. (2001), lo que se concluye la

existencia de cointegración. Para verificar la estabilidad estructural de la ecuación se

procedió a utilizar el test Cusum al cuadrado, que se pueden visualizar en el gráfico

No 16 no presentado quiebres estructurales o que se salga de la banda. El descuido

del control del tipo de cambio puede generar volatilidad en la dolarización, y la meta de

inflación que se propone el BCRP, ya que el impacto vendrá por el lado de los bienes

transables, es más, deberá de aplicar operaciones de esterilización es decir de compra

y venta de moneda extranjera para controlar la variabilidad, situación que ha venido

haciéndolo en forma permanente.


17

-5

-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

92 94 96 98 00 02 04 06 08 10

GAPLDOLCRE GAPLTCV

RELACIÓN ENTRE LAS BRECHAS DEL COEFICIENTE DEDOLARIZACIÓN DEL CRÉDITO (GAPLDOLCRE) CON LA

BRECHA DEL TIPO DE CAMBIO (GAPLTCV)PERÚ: 1992 - 2011

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

94 96 98 00 02 04 06 08 10


TEST DE ESTABILIDAD ESTRUCTURAL CUSUM AL CUADRADODE LA ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN DE CRÉDITOS

PERÚ: 1992 - 2011

También se llevó a cabo la cointegración entre las brechas de crédito (GAPLDOLCRE)

y la brecha del tipo de cambio (GAPLTCV) utilizando un ARDL (2,7) de acuerdo al

criterio de Aikaike, ver cuadro No 7. Los resultados de la estimación predicen la

existencia de cointegración con el criterio de Pesaran et. al. (2001) ya que el valor del

test F = 8.25 que es superior a los valores críticos en especial el de la banda superior.

CUADRO No 7

RESULTADOS DEL MODELO DE DOLARIZACIÓN EN EL CRÉDITO EN LA

FORMA DE BRECHA: GAPLDOLCRE = LDOLCRE- LDOLCRE*

PERÚ 1992 – 2011

Test de Cointegración Pesaran et.al. (2001)

____________________________________________________________________Panel A: F-statistic Calculado____________________________________F (GAPLDOLCRE/ GAPLTCV) = 8.25 (0.000)____________________________________Valores críticos de la Banda (F -Test)

Nivel Significancia Bajo I (0) Alto I (1)Al 5% 4.94 5.73Al 10% 4.04 4.78

Conclusión: Cointegrada._____________________________________________________________________Panel B: Coeficientes de Largo Plazo____________________________________Regresor Coeficiente____________________________________Constante 0.509 (11.1)LTCV 1.040** (3.05)

Nota: ** significativa al 5%R-squared: 0.57; Adjusted R-squared: 0.0.54; D-W : 1.99; F-Statistic: 20.5; Jarque-Bera:2.77 (0.25); Ramsey RESET [1]: F-Statistic: 0.26 (0.60); Breusch-Godfrey LM test [2]: F-Statistic: 0.49 (0.61); Breusch-Godfrey LM test [12] F-Statistic: 0.59 (0.84);ARCH test [1]:F-Statistic: 0.0003 (0.98); Breush-Pagan-Godfrey Test F Statistic:0.81 (0.65); Harvey Test F: 0.66 (0.80); Glejser Test F: 0.52 (0.91); ( ) refer. a la probabilidad._____________________________________________________________________

La ecuación no tiene problemas de especificación, autocorrelación,

heterosedasticidad, y además tiene estabilidad estructural de acuerdo al test Cusum al

Cuadrado de acuerdo al gráfico No 18.


18

-5

-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

92 94 96 98 00 02 04 06 08 10

GAPLDOLCRE GAPLTCV

RELACIÓN ENTRE LAS BRECHAS DEL COEFICIENTE DEDOLARIZACIÓN DEL CRÉDITO (GAPLDOLCRE) CON LA

BRECHA DEL TIPO DE CAMBIO (GAPLTCV)PERÚ: 1992 - 2011

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

94 96 98 00 02 04 06 08 10


TEST DE ESTABILIDAD ESTRUCTURAL CUSUM AL CUADRADODE LA ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN DE CRÉDITOS

PERÚ: 1992 - 2011

En el gráfico No 17 se presenta la alta correlación existente entre la brecha de crédito

con la brecha del tipo de cambio. Luego por el lado de la dolarización de los créditos,

las variaciones del tipo de cambio preocupa, ya que se está verificando que cuando

sube el tipo de cambio los créditos en dólares aumentan en una relación uno a uno

(ver panel B del cuadro No 7). Es importante para efectos de desdolarizar los créditos

mejorar la desdolarización de depósitos. En efecto, creo que para el mediano y largo

plazo deberían los bancos que intermedian, poner topes de riesgo por posición en

moneda, es decir como caso extremo, solo pueden prestar en la moneda que captan.

En ese sentido, todos los cambios regulatorios deberían necesariamente estar

conectados con la desdolarización de los depósitos pues le generan a los bancos el

incentivo a intermediar en la moneda doméstica y de paso evitar el descalce en

monedas en sus hojas de balance. Es más, desde mi punto de vista se pueden

agregar los incentivos de garantía de depósitos y primas es decir, las primas

aportadas por los depósitos en dólares deberían ser más altas que las de depósitos en

soles, y la cobertura del fondo de garantía debería ser significativamente mayor para

los depósitos denominados en moneda doméstica que los denominados en moneda

extranjera. En estos últimos años creo que la apreciación de tipo de cambio, la

estabilidad lograda, el desarrollo del mercado de capitales, la existencia de las AFP(s),

con bajo riesgo país y la depreciación continua del dólar en los mercados

internacionales, está llevando a una desdolarización de la economía tanto por el lado

de la liquidez y transacciones, como de los créditos. Sin embargo muchos bancos

centrales que tienen éste problema de administrar la política monetaria con dos

monedas, han efectuado una diversidad de estrategias que favorecen la

desdolarización, como ser manejo de encajes diferenciales para ambas monedas

como lo hace el Perú, Uruguay y Bolivia, el aumento de previsiones para los créditos

en dólares, que también lo efectúa el Perú; pero la peor política sería mediante una ley

o decreto supremo obligar a desdolarizar el sistema financiero, tal como se hizo Bolivia

en el año 1982 y el año 1985 en el Perú con A. García, sin tener controlado el déficit

fiscal, con tasas de inflación elevadas y tasas de devaluación crecientes, lo que ocurrió

después de la aplicación de estas medidas, fue una dolarización mayor, fuga de

capitales, baja tasa de inversión y crecimiento e inestabilidad política, social y

19

económica. Me parece hay que hacer políticas económicas que contribuyan a elevar la

demanda de dinero doméstico como instrumento para desdolarizar, y esto pasa por

medidas para el fomento del crecimiento económico con estabilidad, las demás

medidas comentadas líneas arriba, ayudan pero no definen, creo que estos tiempos de

debilidad del dólar en los mercados internacionales es una oportunidad para avanzar

en la desdolarización.

Por otro lado es conveniente destacar la pro ciclicidad de los créditos extendidos por

los bancos, ya que cuando el PBI aumenta, los créditos aumentan en una mayor

proporción, pero cuando se está en la fase recesiva del ciclo, los créditos caen más,

profundizando el ciclo económico, y en general los intermediarios financieros como un

todo son inherentemente pro cíclicos, en la fase expansiva los precios de los activos,

la rentabilidad aumentan e incluso las carteras pesadas de los bancos disminuyen, y

las calificaciones del riesgo crediticio se relajan, los bancos tienden a expandirse, lo

contrario sucede en la etapa de las recesiones. Si se desea verificar esta situación en

la crisis financiera actual, y de otras similares a lo largo de la historia, como la crisis de

los años treinta está la tendencia a la aparición de los booms de crédito. Estas

expansiones van acompañadas de una reducción de los estándares en la calidad del

crédito otorgado y, cuando las circunstancias cambian, la morosidad tiende a repuntar

de manera significativa. En determinados casos, a menudo en combinación con

errores de política monetaria, una regulación inadecuada o una supervisión imperfecta,

esta prociclicidad inherente al sistema financiero puede conducir a situaciones

extremas que comporten el nacimiento de burbujas y, eventualmente, su explosión con

potenciales episodios de crisis de liquidez o pánicos bancarios.

IV.1.- RESULTADOS DEL MODELO GENERAL

Para lograr una más pronunciada desdolarización de nuestra economía es necesario

indagar sobre algunos determinantes adicionales sobre el coeficiente de dolarización,

para tal efecto será necesario estimar la ecuación No 13). Dentro de estas variables

adicionales se ha introducido la actividad económica vía PBI, ya que es determinante

en el aumento de la demanda de dinero doméstico, además el diferencial de tasas de

interés interna y externa corregida por la tasa de devaluación esperada, que nos

reportaría el grado de impacto de los movimientos de fondos entre soles y dólares y el

impacto del tipo de cambio sobre éste coeficiente de dolarización por lo mostrado

líneas arriba es importante en la determinación de éste coeficiente. Primero se hallará

la cointegración de las variables involucradas y posteriormente se encontrará el

modelo de corrección de errores o ecuación dinámica.

20

Indudablemente que el crecimiento del PBI está relacionado con la demanda de dinero

doméstica y en especial la demanda para transacciones, al parecer una de las mejores

políticas para desdolarizar es que el país no reduzca el crecimiento, pero con

estabilidad, política, social y económica. El mayor crecimiento económico también

provocará apreciación cambiaria (ceteris paribus) vía incremento de la demanda de

dinero doméstico y con ello desdolarización, pero la apreciación empujará a generar

mayor productividad y por tanto mayor crecimiento, éste es un círculo virtuoso para

desdolarizar. Los resultados de la ecuación No 13 se pueden apreciar en el cuadro No

8 en dos paneles.

CUADRO No 8

ECUACIÓN DE DOLARIZACIÓN, MODELO AMPLIADO: PERÚ 1992 – 2001

MÉTODO EMPLEADO: ARDL (6, 7, 6, 7)___________________________________________________________________ Estimación de la ecuación de Dolarización (LDOL): Método Pesaran et. al. (2001)_____________________________________________________________________ Panel A: Estimación de coeficientes a corto plazo

Orden Lag ΔLDOL ΔLTCV ΔLPBI ΔDIF1

0 0.53 -0.06 0.006

(8.8) (-4.1) (0.5)

1 -0.14 0.15 0.11 0.02

(-3.5) (2.2) (5.7) (1.7)

2 0.13 -0.07 0.11 -0.001

(3.4) (1.1) (5.5) (-0.1)

3 0.36 -0.07 0.09 -0.02

(9.1) (1.1) (5.0) (1.7)

4 0.10 0.03 0.05 -0.01

(2.5) (0.5) (3.0) (1.3)

5 0.06 0.15 0.10 0.001

(1.6) (2.2) (6.2) (0.11)

6 0.09 -0.22 0.08 0.02

(2.2) (-3.5) (5.3) (2.1)

7 0.15 0.03

(2.8) (3.2) ____________________________________________________________________________ R-squared: 0.82; Adjusted R-squared: 0.79; D-W : 2.07; Jarque-Bera:2.13 (0.34); Ramsey RESET [1]: F-Statistic: 1.67 (0.19); Breusch-Godfrey LM test [2]: F-Statistic: 0.79 (0.45); Breusch-Godfrey LM test [12] F-Statistic: 0.65 (0.78); ARCH test [1]:F-Statistic: 0.11 (0.73); Harvey Test F: 1.23 (0.18); White Test F: 1.29 (0.14) ( ) refer. a la probabilidad.____________________________________________________________________________

Panel B: Coeficientes Estimados Normalizados: Ecuación de Largo Plazo_____________________________________________________________________LDOL C LTCV LPBI DIF1

21

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010


TEST DE ESTABILIDAD ESTRUCTURAL DE LA ECUACIÓN DEDOLARIZACIÓN (LDOL), ESTIMADA POR EL MÉTODO DE

P ESARAN, ARDL (6, 7, 6, 7)PERÚ: 1992 - 2011

-40

-30

-20

-10

0

10

20

30

40

1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010

CUSUM 5% Significance

TESTS DE ESTABILIDAD CUSUM DE LA ECUACIÓN DEDOLARIZACIÓN (LDOL), ESTIMADA POR EL MÉTODODE PESARAN ARDL (6, 7, 6, 7)PERÚ: 1992 - 2011)

TESTE DE ESTABILIDAD CUSUM DE LA ECUACIÓN DEDOLARIZACIÓN (LDOL), ESTIMADA POR EL MÉTODO

DE PESARAN ARDL (6, 7, 6, 7)PERÚ: 1992 - 2011

9.55 0.459 -0.840 -0.091 (9.7) (9.8) (9.7) (-3.3) _____________________________________________________________________CUADRO No 9___________________________________________TEST F DE PESARAN et. al. (2001)___________________________________________F (LDOL/ LTCV, LPBI, DIF1) = 28.96 (0.000)____________________________________________Valores críticos de la Banda (F -Test)

Nivel Significancia Bajo I (0) Alto I (1)Al 5% 2.86 4.01Al 10% 2.45 3.52Conclusión: cointegrada____________________________________________

En el cuadro No 8 se puede apreciar, en el panel A la parte dinámica de la ecuación y

en el panel B la ecuación de largo plazo con los coeficientes normalizados. En el

cuadro No 9 se presenta el TEST de Pesaran, que indica la existencia de

cointegración. La ecuación está bien comportada, no tiene autocorrelación,

heteroscedasticidad, bien especificada y sobre todo tiene estabilidad estructural

medido por el estadístico Cusum al Cuadrado y Cusum, ver gráfico No 17 y 18.


Los resultados arrojan la predominancia del PBI sobre el coeficiente de dolarización,

un 1% de aumento del PBI, la dolarización baja en 0.84%. Por otro lado también es

importante el tipo de cambio, pero su impacto sobre el coeficiente de dolarización

ahora es menor, que en las ecuaciones estimadas líneas arriba, es decir que frente a

una disminución del tipo de cambio (LTCV) en 1% la dolarización baja en 0.45%. Por

otro lado, el coeficiente de movimiento de capital entre soles y dólares, por tasas de

interés en moneda doméstica (id

) menos la tasa de interés en moneda extranjera

( i∗), aumentada por la tasa de devaluación esperada (e*) del tipo de cambio,

22

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94 96 98 00 02 04 06 08 10

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2 . 1

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1 . 2

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1 . 91 . 9

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0 . 4

LPBI12 LTCV12 LDOL12

RELACIÓN ENTRE LAS TASAS DE CRECIMIENTO DELCOEFICIENTE DE DOLARIZACIÓN (LDOL12) CON EL

TIPO DE CAMBIO NOMINAL (LTCV) Y EL PRODUCTO BRUTOINTERNO (PBI12). PERÚ: 1992.01 - 2011.06

DIF1=id − (i∗+ e∗) ; para la tasa doméstica se utilizó la tasa de interés pasiva del

sistema bancario y de igual modo para la tasa de interés en moneda extranjera, la tasa

de devaluación esperada se tomo como equivalente al tipo de cambio spot. Su

parámetro de 0.091 resultó pequeño en una ecuación de largo plazo. Por otro lado,

extrayendo los errores de la ecuación de largo plazo y formulando la ecuación

dinámica de corto plazo y estimando por mínimos cuadrados ordinarios, se halló que el

coeficiente de corrección de errores es res3= -0.19 (-10.5) el valor del estadístico t

entre paréntesis, que resultó significativa, es decir el 19% de error se corrige cada

mes, la ecuación estimada es estable y no tiene complicaciones econométricas

estándar.

También es necesario efectuar la estimación con la metodología de Johansen para

determinar la existencia de cointegración, dado que todas las variables involucradas

tienen raíces unitarias y utilizando Aikaike que indica 7 rezagos para las variables, la

ecuación resultante se puede apreciar en el cuadro No 10.

CUADRO No 10 Ecuación de Dolarización (LDOL) con metodología de Johansen Ecuación de Largo Plazo: Perú 1992 - 2011_____________________________________________________________________LDOL C LTCV LPBI DIF1 EC 9.58 0.453 -0.842 -0.098 -0.19 (49.4) (17.4) (33.6) (-3.7) (-17.0)Chi2 (1 gl) 0.26 3.54 3.22 Prob. (0.60) (0.059) (0.072)_____________________________________________________________________

Los resultados son prácticamente los mismos del cuadro No 9 y el error de corrección

(EC) resultó en -0.19 es decir que la corrección total se realiza en un promedio de 5

meses, este valor es el mismo que el hallado por mínimos cuadrados ordinarios que se

estimó de la ecuación dinámica. Esta ecuación presenta exogeneidad débil medido por

el estadístico Chi2, lo que es posible leer e interpretar los parámetros.

Luego en el gráfico No 19 se puede apreciar la relación entre el crecimiento del PBI

(LPBI12) la tasa de devaluación del tipo de cambio nominal (LTCV12) y el coeficiente

de dolarización (LDOL12), como se mencionó anteriormente existe una relación

estrecha relación entre los dos últimos.

GRÁFICO No 19

23

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1

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94 96 98 00 02 04 06 08 10

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0 . 4

LPBI12 LTCV12 LDOL12

RELACIÓN ENTRE LAS TASAS DE CRECIMIENTO DELCOEFICIENTE DE DOLARIZACIÓN (LDOL12) CON EL

TIPO DE CAMBIO NOMINAL (LTCV) Y EL PRODUCTO BRUTOINTERNO (PBI12). PERÚ: 1992.01 - 2011.06

El crecimiento del PBI se manifiesta de manera inversa con el coeficiente de

dolarización y la tasa de devaluación del tipo de cambio, para todo el periodo, es decir

que mantener una tasa de crecimiento sostenida nos estaría llevando a una

desdolarización pero también a una apreciación del tipo de cambio, el mayor

crecimiento nos lleva a un aumento de la elasticidad producto de la demanda de

dinero, como vamos a ver posteriormente, esta elasticidad sería mayor que dos,

justamente corresponde aquellos países que crecen mucho. El Perú en los últimos

cuatro años con la excepción del año 2009 ha estado entre los cinco países del mundo

que más crece y por lo tanto la demanda de dinero también, y si utilizamos el enfoque

monetario del tipo de cambio nos estaría llevando a una apreciación continua de este,

de ahí que el BCRP permanentemente a estado comprado dólares americanos para

evitar una caída sostenida del tipo de cambio tal como ocurre en Brasil, esta política

de mantener un tipo de cambio “depreciado” favorece el crecimiento de nuestras

exportaciones, ya que el modelo peruano es pro exportador, de ahí que la firma de

tratados de libre comercio no sean un obstáculo para nuestros exportadores.

IV.2.- LA DOLARIZACIÓN Y LOS FACTORES DE RED E HISTÉRESIS.

Cuando las economías se dolarizan por efectos de políticas económicas mal

diseñadas y que han producido fuertes déficit fiscales y de balanza de pagos, altas

tasas de inflación y devaluación del tipo de cambio, entonces están sujetas a que los

agentes económicos reemplacen al dinero “malo” por uno “bueno”, pero después que

se termina la inflación, y los desequilibrios macroeconómicos, la dolarización persiste,

de ahí que surge este fenómeno llamado “la histéresis de la dolarización”, se explica

por el temor de los agentes económicos a la repetición de un evento traumático

ocurrido en el pasado, en el año 1990 la inflación en el Perú llegó 7,600%

(hiperinflación, devaluación abrupta), aspecto conocido como el “efecto del legado

pasado”. La histéresis viene acompañada por otro fenómeno que se relaciona con la

función medio de pago del dinero, que se incrementa está en la medida en que otros

24

agentes económicos usan similar medio de pago, dólares por ejemplo. Por lo tanto, si

una economía se dolariza en respuesta a un evento como los señalados

anteriormente, la capacidad medio de pago de la moneda nacional disminuye, la de la

moneda extranjera aumenta y los incentivos para revertir, este fenómeno se conoce

como “externalidades de red”. Luego la generación de redes como externalidades

positivas entre los agentes que usan determinada moneda (dólares), sus beneficios se

incrementan, si más agentes ingresan en la red esto hace que persista un alto grado

de dolarización incluso después de que se haya establecido un programa de

estabilización la red continúa y por tanto la dolarización.

Una explicación relacionada también con las “externalidades de red” es la

proporcionada por Guidotti y Rodríguez (1992) y Uribe (1994), quienes sostienen que

el cambio de moneda local a moneda extranjera a raíz de la alta inflación es costoso, y

ocurre lentamente en el tiempo. Como resultado, existe una banda para el diferencial

de inflación encima de la cual la dolarización continúa desarrollándose aunque la

inflación caiga, debido a que los beneficios de volver a la moneda local (por la baja de

la inflación) no compensarían los costos, lo que permite que el país siga dolarizado de

ahí que la “histéresis” continúa. También Este fenómeno de “histéresis”, ha sido

ampliamente estudiado por Kamin S. B. y Ericsson N. R. (1993), Mongardini and

Mueller (1999), Mueller (1994), Calvo (1996), Savastano (1996). Para la presenta

investigación se tratará de verificar si existe las “externalidades de red”, para ello

utilizaré una variable adicional proxi que me permita captar este problema, para ello se

ha elegido el coeficiente de dolarización del crédito, LDOLCR medido de la siguiente

manera:

Esta variable me permite verificar si la extensión de los créditos en dólares por la

entidades financieras, también influyen en una segunda vuelta en una extensión

adicional sobre los depósitos también en dólares, lo que estaría indicando que las

externalidades de red ser “perpetuán”, luego mayores créditos mayores depósitos, de

ahí que el signo que se debería esperar es positivo y su parámetro muy cercano a uno

o mayor que uno. En caso que el parámetro sea muy cercano a cero o negativo, nos

indicaría que no necesariamente los negocios se están haciendo en su totalidad en

dólares, ya que parte o gran parte de estos se estarían convirtiendo o filtrando a la

moneda doméstica, lo que implica la existencia de un proceso de desdolarización e

eliminación de las redes. Cabe hacer notar que si el crecimiento de la economía

25

LDOLCR = CRÉDITO EN DÓLARESCRÉDITO TOTAL

continúa, la desdolarización vendrá, el PBI también nos daría información sobre cómo

se está financiando la actividad económica global, al parecer con los resultados que

tenemos del modelo general nos indican que cada vez se hacen más en soles, es

decir que estaríamos en una franca desdolarización (ceteris Paribus) ver gráficos Nos

6 y 7. Para verificar la persistencia de la desdolarización, tomaré como referencia el

efecto Ratched, que se aplicará a la ecuación general, los resultados de estos

parámetros que involucran este efecto nos medirá la persistencia o no del impacto,

en este caso se tomará la persistencia en la variable de dolarización del crédito

(RATCHCR) y del PBI (RATCHLPBI), es decir los valores de estas series van a tomar

el valor de uno si la observación de la serie es mayor o igual que su media y cero en

otro lugar. Antes de efectuar la estimación se verificó la existencia de raíces unitarias

de las variables, comprobándose que tienen. El método de estimación de

cointegración fue el de Johansen para el periodo 1992 – 2011 (Ver ecuación 15). Los

resultados de la ecuación que mide tanto los efectos de red (LDOLCR) como la

persistencia (RATCHLPBI, RATCHCR) es la siguiente.

15)

Se halló un vector de cointegración, siendo los valores del TRACE Statistic de 316.2 y

el valor crítico al 5% es de 134.6; el estadístico Max-Eigen es de 164.3 y el valor crítico

es 47.07 al 5%. Nuevamente la variable que más influye en la desdolarización es el

LPBI, luego para verificar su persistencia en la desdolarización se utilizo la variable

RATCHLPBI, que es el efecto Ratched de esta variable, su significancia medido por el

estadístico t=4.7 es la más importante de los regresores, entonces se confirma con el

signo negativo, que el crecimiento del PBI tiene efectos permanentes sobre la

desdolarización. Por otro lado la variable, coeficiente de dolarización de los créditos,

variable proxi (LDOLCR) que mide los efectos de red nos dice que frente a un

incremento del 1% en éste coeficiente provoca un aumento de 0.4% en el coeficiente

de dolarización, no todo el aumento de los créditos en dólares aumentan la liquidez

(DEPÓSITOS) en dólares de los bancos y financieras, solamente hasta el 0.4%, se

entiende que el saldo podría filtrarse a la moneda doméstica, vía pagos que efectúan

las empresas para cubrir costos operativos, impuestos y salarios. Por otro lado si

verificamos la persistencia a través del efecto Ratched con la variable RATCHCR

26

LDOLt = 7 . 34 − 0. 05 DIF1t + 0. 28 LTCV t −0 .53 LPBI t − 0 .08 RATCHLPBI t+ 0 . 407 LDOLCRt

(6 .7 ) (1. 7 ) (2 . 9) (3 .8 ) (4 . 7 ) (1 . 47 )chi2(1 gl) (0. 79 ) (3 .64 ) (1 .12 ) (1 .53 ) (1 .43)

−0 . 042 RATCHCR t + U t

(2 .18 )chi2 (1 gl ) (0. 32)

comprobamos que el signo es negativo, lo que implica que el coeficiente de

dolarización de créditos no afecta a una mayor dolarización, al contrario estaría

afectando a una desdolarización. De igual manera el otro efecto Ratchet o persistencia

a través del PBI (RATCHLPBI), indica que el crecimiento de PBI desdolariza la

economía, de ahí que salió con signo negativo.

La ecuación estimada posee exogeneidad débil en sus regresores medidos por el

estadístico chi2, ya que los valores resultantes son menores al valor en tablas de 3.84

al 95% de confianza, no tiene autocorrelación ni heteroscedasticidad. Luego, la

ecuación asegura estadísticamente que para desdolarizar es bueno seguir generando

crecimiento económico, y que las redes que pudieran ampliarse vía incrementos de los

créditos en dólares no es concluyente para ampliar la dolarización (LDOL), al contrario

existiría mucha filtración hacia la moneda doméstica, de ahí que el efecto Ratched

salga con el signo cambiado es decir, que los mayores créditos en dólares menor

dolarización de depósitos. Por otro lado una mayor apreciación del tipo de cambio

(LTCV) puede ayudar a la desdolarización, pero esta política obligaría al gobierno a

generar un mayor aumento de la productividad, para que las exportaciones no se vean

afectadas por menor rentabilidad al caer el tipo de cambio real. Pero también si el

BCRP se empecina en mantener un tipo de cambio “alto”, para promocionar

exportaciones, su costo sería un mayor coeficiente de dolarización.

IV.3.- LA DOLARIZACIÓN DE CRÉDITOS Y LOS EFECTOS DE RED Y RATCHED.

Sin embargo sería bueno verificar cómo cambia los resultados si se estima la ecuación

de dolarización de créditos (LDOLCR) como variable endógena, y verificar los

cambios en los efectos de red y Ratched o persistencia. Dado que la ecuación se ha

cambiado, sería conveniente ajustarla, para ello se reemplazará la variable DIF1 por la

tasa de interés activa en soles del sistema bancario (LTAMN), ya que los créditos no

dependen de las tasas pasivas de interés como se expresó anteriormente;

adicionalmente el coeficiente de dolarización de créditos (LDOLCR) se la reemplazará

por el coeficiente de dolarización (LDOL), de tal modo de verificar nuevamente los

efectos de red e histéresis o persistencia de esta variable sobre la dolarización de

créditos, ya que se supone que una mayor dolarización de la liquidez (como fuente,

depósitos) debería de traducirse en una mayor dolarización de los créditos (como uso),

el parámetro debería de ser positivo, cercano a uno o mayor que uno, para verificar la

existencia de RED y con el efecto ratched verificar la persistencia o histéresis de la

dolarización (RATCHCR), variable que se mide con valor uno cuando la observación

está arriba de la media de la serie y cero en otro lugar; éste parámetro debería ser

27

también positivo, si coeficiente es negativo en ambas, se comprueba la

desdolarización permanente de los créditos en dólares. El resto de las variables

permanecen, ya que nos permitirá cotejarla con la ecuación 15). La estimación se

efectúa para el periodo 1992 – 2011 con observaciones mensuales (Ver ecuación 16).

Antes de presentar la ecuación se verificó la existencia de raíz unitaria de la variable

LTAMN, situación que se comprueba. La estimación se hace por el método de

Johansen, para verificar la cointegración. Los resultados son los siguientes.

16)

Nuevamente se puede ver la relación inversa entre el LPBI con el coeficiente de

dolarización de crédito LDOLCR, lo que indica que a mayor crecimiento económico

más desdolarización, por otro lado con el efecto ratched medido por la variable

RATCHLPBI se puede constatar a través del signo negativo la reversibilidad de la

dolarización de créditos, (ceteris paribus), es decir que no paremos de crecer, si esto

último no ocurriera, la caída en el LPBI aumentará la dolarización tanto de créditos

como de liquidez y depósitos en los bancos también. Este hecho sorprendente de la

reversibilidad por él crecimiento, se debería a los fundamentos macroeconómicos bien

gestionados, la estabilidad, los buenos retornos por exportaciones. También el efecto

del coeficiente de dolarización LDOL que mide la existencia de redes (variable proxi),

resultó negativo lo que expresa una vez más que 1% de incremento en LDOL el

coeficiente de dolarización de créditos LDOLCR cae en 0.4%, es decir que las redes

estarían en disminuyendo, es más el efecto ratched de esta variable RATCHDOL,

también resultó con el signo negativo, lo que implica la reversibilidad de la dolarización

de los créditos. También si se produce un incremento en las tasas activas de interés

(LTAMN) en soles aumenta la dolarización, ya que los agentes económicos acudirán a

financiarse en dólares, (ceterís paribus). La ecuación no tiene autocorrelación ni

heteroscedasticidad. Nuevamente el efecto del tipo de cambio LTCV resultó positivo,

es decir que si se deprecia el nuevo sol, la dolarización de créditos aumenta, pero a

partir del año 2001 hacia adelante el tipo de cambio comienza a apreciarse y con ello

la economía empieza a desdolarizarse. En el gráfico No 6 y 7 se puede ver dos etapas

bien marcadas, la primera de dolarización y la segunda de desdolarización, luego se

puede inferir si la economía crece fuerte al ritmo que los últimos años lo hace, la

demanda de dinero doméstico aumentará también, ceteris paribus (elasticidad ingreso

de la demanda de dinero es mayor a 2), ello provocará apreciación del tipo de cambio,

si el gobierno apresura generar competitividad, mantiene estabilidad, la producción

28

LDOLCRt = 9. 19 + 0. 06 LTAMN t + 0 . 58 LTCV t −0 . 90 LPBI t− 0. 09 RATCHLPBI t− 0 . 407 LDOLt

(10 . 3) (3 . 1) (13 .5 ) (3.8 ) ( 4 . 9) (6 .0 )−0 . 042 RATCHLDOLt + U t

(3 . 2)

aumentará más y también el comercio exterior, y con ello más apreciación y por tanto

más desdolarización.

Las épocas, de riesgo e incertidumbre, bajo crecimiento, altas tasas de devaluación

del tipo de cambio, favorecen la dolarización, lo recomendable es generar confianza y

mantener los fundamentos macroeconómicos bien gestionados, los desequilibrios

sociales atendidos. También los shocks externos pueden generar aumentos del tipo de

cambio y con ello alzas de la dolarización. La tendencia de la producción de la

economía es aumentar, las nuevas inversiones pendientes en minería especialmente y

en otros sectores según las proyecciones del BCRP para el año 2011 – 2013 son de

U.S. $ 42,000 millones de dólares, lo que implica más apreciación del tipo de cambio y

por tanto menos dolarización. No olvidemos que la desdolarización se logra

pausadamente hasta que el “efecto del legado pasado” vaya perdiéndose en las

mentes de los agentes económicos.

IV.4.- LA DOLARIZACIÓN Y LA ESTABILIDAD DE LA DEMANDA DE DINERO

PARA TRANSACCIONES.

En la parte introductoria se manifestó la posibilidad de que la demanda de dinero sea

inestable por el hecho de la existencia de la dolarización, si esto fuera cierto es

probable que el manejo de la política monetaria se le complique al BCRP. Si el ancla

que se diseña para la economía son los agregados monetarios, la situación se

complica más, pero si es el esquema de metas inflacionarias, “no importa mucho”,

pero dados los acontecimientos de los últimos años, es mejor utilizar los dos, es decir

algo parecido al esquema de “los dos pilares”, y para ello el BCRP necesitará inyectar

el dinero que los agentes económicos desean y reconocer el hecho que la inflación no

es necesariamente un fenómeno real (Curva de Phillips) sino también monetario, y

para ello es necesario controlar el dinero, el BCRP lo ha efectuado permanentemente

vía operaciones de esterilización, es decir en la medida que por motivos de de

compras en exceso de dólares y la correspondiente inyección de soles , estos fueron

retirados con ventas de activos del BCRP, también se ha usado las tasas de encaje

para regular la cantidad de dinero. Cabe manifestar también el control de reservas y

liquidez de los bancos es diario de parte del BCRP mediante subastas. Entonces si es

necesario controlar el dinero también, entonces es necesario conocer la demanda de

dinero y sobre todo que esta sea estable de las variables que lo determinan. Pero

como estamos empeñados de que la dolarización es un motivo para que esta sea

inestable, entonces trataré de probar si esta función es inestable cuando se introduce

esta nueva variable (LDOL) como determinante. Dado que tenemos una economía que

29

funciona con dos dineros es decir que existe dolarización, el tipo de cambio (LTCV)

será una variable determinante para medir el grado de sustitución monetaria, y por otro

lado la variable de escala será el nivel de producción agregada de la economía (LPBI)

y como costo alternativo adicionalmente será las tasas de interés de ahorro en

moneda nacional (LHAMN). Luego la ecuación de demanda de dinero de largo plazo

quedará especificada como:

17)

Para efectuar la estimación de esta ecuación 17) será necesario conocer la existencia

de raíz unitaria en la variable LAHMN, y estacionaria en primeras diferencias, situación

que se cumple holgadamente

La especificación de la ecuación para su estimación por el método de Pesaran et. al.

(2001) que incluye los resultados no normalizados de la demanda de dinero a largo

plazo y los resultados de la parte dinámica quedará especificada del siguiente modo:

18)

Los resultados se presentan en el cuadro No 11; en la columna (método Pesaran) se

colocan los coeficientes normalizados de la ecuación 18) de la parte estimada a largo

plazo, el orden de los retardos es ARDL (7, 7, 7, 7, 7) sugeridos por el criterio de

Aikaike. Llama la atención la alta elasticidad producto (ingreso) de la demanda de

dinero, prácticamente es el mismo 2.17 y 2.18 para ambos métodos de estimación

esto es a consecuencia de las altas tasas de crecimiento del Perú, que ayudan a

desdolarizar la economía, Lahura, ob. cit. (2010) encuentra elasticidades también

elevadas, para la definición de dinero M1 es de 2.39 pero en su ecuación no introduce

el tipo de cambio, como medida de sustitución monetaria. Cabe manifestar que la

utilización del método de mínimos cuadrados ordinarios para la estimación de esta

ecuación resultó inestable, de igual modo el método de mínimos cuadrados en dos y

tres etapas, pero la utilización de método de Pesaran et. al. e incluso el método de

Phillips – Loretan no se encuentra inestabilidad, pese a que la economía peruana

entre el periodo 2003 – 2008 el crecimiento del dinero M1 fue de cerca del 30% con

una tasa de inflación muy baja del 2% de nivel internacional. La inflación no sube lo

suficiente por el hecho mismo de la apreciación cambiaria, el uso de subsidio a los

30

LM 1 Rt = φ + δ1 LPBI t + δ2 LAHMN t + δ3 LTCV t + δ4 LDOLt +ut

ΔLM 1R t = α 0 + ∑J=1

P−1

ηJ Δ(LM 1R )T−J + ∑J=0

q1 −1

α1 J ΔLPBIT−J + ∑J=0

q2 −1

α2J ΔLAHMN T−J + ∑J=0

q3 −1

α´ 3J ΔLTCV T−J

+ ∑J=0

q4−1

α 4 J ΔLDOLT−1 γ 0 LM 1RT−1 + γ1 LPBIT−1 + γ 2 LAHMN T−1 + γ3 LTCV T−1

γ 4 LDOLT−1 + UT

precios del petróleo, y un férreo control de algunos precios importantes de la canasta,

del índice de precios al consumidor de Lima metropolitana, como ser el pollo y trigo.

En algunos casos se permitió hacer desgravación arancelaria al maíz, trigo para

amortiguar las presiones sobre la inflación, pero el control más importante se da en los

combustibles, los precios de la gasolina y petróleo se los introdujeron en una banda de

precios.

CUADRO No 11

RESULTADOS DE ESTIMACIÓN DE DEMANDA DE DINERO LM1R DE LARGO PLAZO, CON DATOS

MENSUALES: PERÚ 1992.09 - 2011.05

_____________________________________________________________________

Variable Método Pesaran* Método Johansen Exogeneidad Débil**

_____________________________________________________________________

Constante -8.95 -9.04 Chi2 (1 g. l.)

(-6.3) (-12.0)

LPBI 2.17 2.18 0.52

(9.1) (33.6) (0.42)

LAHMN -0.01 -0.01 0.10

(2.3) (-1.64) (0.74)

LTCV -0.21 -0.17 0.01

(-4.0) (-4.1) (0.91)

LDOL -0.45 -0.46 0.47

(-4.4) (-5.6) (0.49)

_____________________________________________________________________

EC (Corrección Error) -0.31

(-7.2)

* Los test correspondes a la ecuación estimada por el método de Pesaran et. al. (2001)

R-squared: 0.88; Adjusted R-squared: 0.85; D-W : 2.04; Jarque-Bera: 5.15 (0.07); Ramsey RESET [1]: F-Statistic: 3.03 (0.08); Breusch-Godfrey LM test [2]: F-Statistic: 1.15 (0.31); Breusch-Godfrey LM test [12] F-Statistic: 1.68 (0.07); ARCH test [1]:F-Statistic: 0.31 (0.57); Harvey Test F: 0.75 (0.87); White Test F: 1.32 (0.13). ( ) refer. a la probabilidad.

**La exogeneidad débil corresponde a la ecuación estimada por el método de Johansen.____________________________________________________________________________

Para verificar la existencia de cointegración por el método de Pesaran se especifica

que γ 0=γ 1=γ 2=γ3=γ4=0

, luego mediante un test F=32.02 se rechaza esta

hipótesis, ya que resulta superior al valor crítico en tablas de la banda superior, por lo

que la ecuación está cointegrada, ver cuadro No 12

CUADRO No 12___________________________________________TEST F DE PESARAN et. al. (2001)

31

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010


TEST DE ESTABILIDAD ESTRUCTURAL CUSUM AL CUADRADODE LA ECUACIÓN DE DEMANDA DE DINERO, ESTIMADA

POR EL MÉTODO PESARAN.PERÚ: 1992 - 2011

-60

-40

-20

0

20

40

60

96 98 00 02 04 06 08 10

CUSUM 5% Significance

TEST DE ESTABILIDAD CUSUM DE LA ECUACIÓN DE DEMANDADE DINERO, ESTIMADA POR EL MÉTODO DE PESARAN et. al. (2001)

PERU: 1992 - 2011

___________________________________________F (LM1R/ LPBI, LAHMN, LTCV, LDOL) = 32.02 (0.000)____________________________________________Valores críticos de la Banda (F -Test)

Nivel Significancia Bajo I (0) Alto I (1)Al 5% 2.62 3.79Al 10% 2.26 3.35Conclusión: cointegrada____________________________________________

La ecuación estimada por este método no tiene autocorrelación, heteroscedasticidad,

tiene especificación y sobre todo presenta estabilidad estructural medido por el test

Cusum al Cuadrado (gráfico No 20) y Cusum, (gráfico No 21). También se puedo

verificar la estabilidad de los parámetros utilizando el test recursivo sobre cada uno,

presentando un comportamiento uniforme con bandas que se acortan a medida que se

incrementa el tamaño de la muestra, sin presentar quiebres que hagan sospechar

desplazamientos en las variables, este hecho es signo de que también la ecuación

presenta exogeneidad débil.


Por lo visto en las diversas pruebas, la ecuación de demanda de dinero es estable de

las variables que lo determinan, y sobre todo la incorporación de la variable LDOL no

ha generado inestabilidad.

La ecuación de demanda de dinero estimada por el método de Johansen, proporcionó

una ecuación de cointegración, medido por el estadístico Trace= 342.4 siendo el valor

crítico al 5% de 76.9 y por el estadístico Max Eigen= 269.9 y el valor crítico al 5% de

34.8; lo que resulta que existe cointegración entre las variables involucradas. Es más,

se encontró exogeneidad débil de cada una de las variables exógenas (ver cuadro No

11) por lo que permite leer la ecuación.

32

La alta elasticidad producto de la demanda de dinero, también es concordante con los

resultados que encuentra Lahura (2010) cuyos valores para M0 es de 2.24; para M3

es de 2.52 aunque sostiene que las demandas serían inestables, a partir de 2003

cuando se utiliza la tasa de interés de referencia como instrumento de política

monetaria. Lahura, sostiene: “however when including a proxy variable for

“dollarization” money demand functions become stable in some cases. On the other

hand, we find that only M3 can be useful to forecast inflation and thus it has a role in

monetary policy as an information variable. In the case of narrower monetary

aggregates, we find no clear evidence of whether they can be useful to forecast

inflation, real or nominal output.” Si bien agregados monetarios pequeños no podrían

utilizarse para proyecciones de inflación, pero admite que es posible usar M3; en el

presente trabajo se ha demostrado que al introducir la variable LDOL es decir el

coeficiente de dolarización en la demanda de dinero no ha provocado inestabilidad y

también se ha usado una muestra más larga (1992.01 – 2011.05) que la usada por

Lahura (1994 – 2006) y este tamaño de muestra también la ha dividida en dos sub

muestras. Por otro lado el coeficiente de la sustitución monetaria medido por LTCV

resultó ser moderado, es decir que frente a un incremento del 1% en el tipo de cambio

la demanda de dinero real disminuye en 0.21% para el caso de la estimación modelo

Pesaran, pero para la estimación por el método de Johansen es de 0.17%. Luego tal

como menciona Lahura (2010), la presencia de la variable “Dolarización” ha hecho

más estable la ecuación de demanda de dinero, lo que corrobora éste trabajo, que

dicho sea de paso se ha usado una especificación más amplia de la ecuación al

utilizar el tipo de cambio nominal y una muestra más amplia. Luego la dolarización en

el Perú está retirada, por el crecimiento económico, la apreciación del tipo de cambio y

crecimiento de la demanda de dinero doméstico, en un ambiente de estabilidad, por lo

que no se impide el uso de agregados monetarios para hacer política monetaria.

V.- CONCLUSIONES.

El trabajo ha demostrado que no solo la variación del tipo de cambio es la causante de

la dolarización, si bien en los primeros modelos existe una alta cointegración entre el

coeficiente de dolarización (LDOL) con el tipo de cambio, también el coeficiente de

dolarización de los créditos (LDOLCR) lo muestra, pero utilizando un modelo más

completo (ecuación 13) se determina que el crecimiento de la economía es más

importante. La explicación deviene en el hecho que este crecimiento ha logrado que la

demanda de dinero doméstico aumente, dada la alta elasticidad ingreso (Producto)

2.17 y 2.18 provoquen esta situación, pero esta subida también va provocando la

33

apreciación cambiaria, es decir cuánto más aumenta la demanda de dinero más cae el

tipo de cambio, por lo que la economía tiende a desdolarizarse. Entonces existirían

dos canales importante por la cual la economía se desdolariza, el primero es vía

crecimiento y caída del tipo de cambio, y el segundo por el sector externo, es decir la

depreciación del dólar en los mercados cambiarios por la abundancia de dinero

(dólares). Por otro lado en la medida que el tipo de cambio vaya cayendo, el tipo de

cambio real también puede bajar, esto podría afectar la rentabilidad de nuestras

exportaciones, luego la respuesta obvia para los próximos años es aumentar la

productividad, es decir efectuar políticas de Estado para mejorar la infraestructura

nacional, carreteras, puertos, la educación, investigación en ciencia y tecnología,

salud, las instituciones al servicio de la gente que desea hacer riqueza no obstaculizar,

más tratados de libre comercio, capacitación especializada etc.

Por otro lado, los resultados aportados por los efectos de red y de persistencia de la

dolarización están extinguiéndose muy pausadamente, es decir, se demuestra que a

más depósitos en dólares debería generar más o iguales en monto de créditos en

dólares (efecto de red), pero la realidad indica que esto no ocurre, es decir los efectos

de red y persistencia podría haber ocurrido en otros años, no se está dando ahora, los

signos de los parámetros del efecto Ratchet son negativos. Es decir estamos en

presencia de una desdolarización pausada, en la medida que siga existiendo

estabilidad, buena gestión macroeconómica, buenas reservas internacionales, con

menos riesgo país y sobre todo con crecimiento económico.

La demanda de dinero es estable, aun en presencia de sustitución monetaria,

entonces es posible utilizar en un caso extremo las metas monetarias, ya que

anteriormente lo hicimos con éxito en el Perú en la década de los años noventa.

Luego, es posible predecir la demanda de dinero para saber cuánto de oferta de

dinero poder introducir en la economía. Entonces la presencia de la dolarización no

impide hacer política monetaria con agregados monetarios.

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