Influencia de la inflación en la tasa de interés nominal en el Perú, 1995 2013

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(1)TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo. UNIVERSIDAD NACIONAL DE TRUJILLO FACULTAD DE CIENCIAS ECONÓMICAS ESCUELA PROFESIONAL DE ECONOMÍA. “INFLUENCIA DE LA INFLACIÓN EN LA TASA DE INTERÉS NOMINAL EN EL PERÚ, 1995 – 2013” Tesis para optar el título de Economista. AUTOR: JAVIER JORGE LUIS HIDALGO LÓPEZ ASESOR: Mg. FÉLIX CASTILLO VERA. Trujillo – Perú 2014 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(2) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo. DEDICATORIA. A mis padres Javier Federico Hidalgo Orchez y Fredesminda Angelita López Romero, por darme la vida y mi profesión. II Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(3) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo. AGRADECIMIENTO. Al Mg. Félix Castillo Vera. Profesor Asociado de la Universidad Nacional de Trujillo. Por su asesoramiento incondicional en esta investigación. III Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(4) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo. RESUMEN En el presente trabajo de investigación se analizó la hipótesis de Fisher para el caso peruano durante el periodo 1995-2013, a partir de la información trimestral de la tasa de interés interbancaria anual y de la tasa de inflación subyacente anual. Los resultados muestran que la tasa de interés interbancaria anual y la tasa de inflación subyacente anual poseen raíz unitaria en niveles, por lo que dichas series son integradas de orden uno, evidenciando una relación de cointegración o relación de largo plazo, dando lugar a que los cambios de la inflación subyacente sobre la tasa de interés nominal se presenten de forma completa. De esta manera, los resultados sugieren que para el periodo 1995-2013 los incrementos en la inflación en el largo plazo (18 años) se transmiten proporcionalmente sobre la tasa de interés nominal. Por lo tanto, la tasa de interés nominal podría ser un buen predictor del comportamiento de la inflación futura y un mal indicador del carácter de política monetaria.. IV Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(5) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo. ABSTRACT In The Present Research Paper itself analyzed the Fisher hypothesis para Peruvian case during the period 1995-2013 , from the Quarterly Information Annual Interbank Interest Rate and Annual Core Inflation . The results show What is the Annual Interbank Interest Rate and Annual Core Inflation Unit Root possess Levels , So That Are Integrated Series One such Order , showing A Cointegration relationship or Long Term Relationship , giving rise to Changes to the underlying inflation on nominal Interest rate presented itself so complete . From This Way , the results suggest that the period 1995-2013 for increases in inflation in the Long Term (18 Year) About proportionally transmitted yes Nominal Interest Rate . Therefore, the nominal interest rate could be a good predictor of future behavior of inflation and a poor indicator of Character Monetary Policy .. V Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(6) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo. ÍNDICE Pág. RESUMEN. III. ABSTRACT. IV. I.-. INTRODUCCIÓN. 1. 1.1 Antecedentes y justificación del problema. 3. II.-. 1.1.1 Antecedentes del estudio. 3. 1.1.2 Justificación del problema. 6. 1.2 Planteamiento del Problema. 7. 1.3 Objetivos. 7. 1.4 Marco Teórico. 8. 1.5 Política Monetaria en el Perú. 11. 1.6 Hechos Estilizados. 17. 1.7 Hipótesis. 24. DISEÑO DE LA INVESTIGACIÓN. 24. 2.1 Material y Métodos. 24. Población Muestra. 24 24. -. 2.2 Técnicas e instrumentos de recolección de datos. 25. 2.2.1 Técnicas. 25. 2.2.2 Instrumentos. 25. 2.2.3 Fuentes. 25. 2.3 Estrategias Metodológicas. 25. III.- RESULTADOS. 28. IV.- DISCUSIÓN. 33. V.- CONCLUSIONES. 34. VI.- RECOMENDACIONES. 36. VII.- REFERENCIA BIBLIOGRÁFICA. 38 VI. Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(7) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo. I.- INTRODUCCIÓN El denominado efecto Fisher es una proposición ampliamente conocida en la teoría económica y específicamente, en finanzas, por lo que constituye un tema recurrente dentro de los estudios de economía monetaria y financiera. La hipótesis de Fisher fue propuesta por el economista norteamericano Irving Fisher, quien postuló que, aplicando la neutralidad del dinero en una economía en equilibrio, la tasa de interés nominal debería ser igual a tasa de interés real más un premio que refleje la tasa de inflación futura. Desde que Fisher (1930) enunciara su hipótesis, se ha desarrollado diversos modelos económicos que se basan en esta suposición cuando consideran la decisión de los agentes económicos individuales en relación a su inversión, ahorro y reasignación de su cartera. Asimismo, se ha utilizado la hipótesis de Fisher en modelos de precios de opciones, en el ámbito de las finanzas, y en teorías modernas que desarrollan objetivos de inflación. La literatura macroeconómica, relativa al papel que juega el tipo de interés real en los modelos de Teoría Económica es muy amplia, especialmente en lo referente, a la diversidad de procedimientos para caracterizar sus propiedades de dependencia temporal. En ese sentido, la validación empírica de la hipótesis respecto a si los cambios en la inflación esperada se transmiten en forma completa o parcial sobre las tasas de interés nominal (Efecto Fisher), representa para la teoría y política económica un tema relevante y vital en el manejo de la política monetaria y financiera. En ese contexto, la existencia de un efecto Fisher completo nos daría señales claras de que la tasa de interés nominal podría ser un buen predictor del comportamiento de la inflación futura y un mal indicador del carácter de política monetaria, además, permitiría aceptar que un aumento de la oferta monetaria, en el largo plazo, no tendría efectos sobre las variables reales, sino sobre las variables nominales (neutralidad del. 1 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(8) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo dinero) 1. Por otro lado, la validación del Efecto Fisher en forma parcial dejaría entrever la existencia de una posible ilusión monetaria en los mercados monetarios; y podría no haber relación a largo plazo entre la tasa de interés nominal y la inflación, que justificaría la introducción de variables explicativas de la tasa de interés nominal. No obstante, la validación del efecto Fisher no ha tenido un consenso general y, por el contrario, en los diferentes países donde se ha pretendido verificar esta hipótesis, se han conseguido resultados diferentes. Sin embargo, es a partir del influyente trabajo de Fama (1975) y el desarrollo del concepto de expectativas racionales, que el contraste de Fisher ocupa un lugar destacado en la agenda de los investigadores. Posteriormente, aparecieron en la literatura económica temas referidos a la cointegración y raíces unitarias, que significó un nuevo salto cualitativo para el contraste empírico del efecto Fisher, con trabajos como los de Rose (1988), MacDonal (1989), Bonham (1991), Moazzami (1991), Mishkin (1992), Pelaez (1995), Aznar y Nievas (1995), Esteve y Tamarit (1996), y Bajo y Esteve (1998); sin embargo, las disparidades sobre la existencia de un efecto de Fisher completo fueron aún mayores. Finalmente, este trabajo tiene como objetivo central la validación empírica del efecto Fisher en Perú, para el período 1995-2013 con datos trimestrales de la tasa de interés interbancaria efectiva anual y de la tasa de inflación subyacente, teniendo en cuenta que si se cumple el efecto Fisher, los tipos de interés nominales serán predictores de las expectativas de inflación y, por lo tanto, pueden ser usados por los gestores de política monetaria como indicadores a la hora de determinar los objetivos de inflación a largo plazo.. 1 Se entiende por neutralidad del dinero a la imposibilidad de modificar el nivel del producto (de largo plazo) a partir de la variación en la cantidad del dinero.. 2 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(9) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo 1.1.- ANTECEDENTES Y JUSTIFICACIÓN DEL PROBLEMA 1.1.1.- ANTECEDENTES. Irving Fisher demostró su propia teoría, sosteniendo que la tasa de interés nominal es igual a la tasa de interés real más la inflación esperada, aplicando el principio de la neutralidad del dinero y postulando que un cambio en la tasa de inflación esperada se ve completamente reflejado en la tasa de interés nominal. En ese sentido, Fisher testea empíricamente su hipótesis en 1930 y encuentra que la relación es menor que uno y justifica este resultado afirmando que: “Sin embargo, ya que la predicción es imperfecta, los efectos son menores a los que la teoría requiere…”. (1930, p. 451). Posteriormente, varios investigadores se preocuparon en examinar y sobre todo en demostrar empíricamente la relación inicialmente propuesta por Fisher; y entre los estudios más importantes, encontramos a: Gibson (1972), Fama (1975), Garbade y Wachtel (1978), Tanzi (1980), Antonic (1986), Barsky (1987), entre otros. Gibson (1972), usa datos sobre las expectativas de tasas de interés de instrumentos de tesorería del gobierno norteamericano con distintos tiempos al vencimiento para el periodo 1957-1966. Él encuentra que la tasa de interés real no es afectada por las expectativas de inflación en un periodo de seis meses y que la tasa de interés nominal refleja completamente las expectativas de inflación. Fama (1975), argumenta que, si la tasa de interés real esperada no cambia de una forma que compense completamente un cambio en la tasa de inflación esperada entonces, en un mercado eficiente, debería haber una relación entre la tasa de interés en t y la tasa de inflación esperada en t+1. Por lo tanto, Fama supone expectativas racionales con respecto a la predicción de tasa de inflación.. 3 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(10) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo Él usa bonos del tesoro americano semestrales para el periodo 1953-1971 y encuentra una relación positiva no significativamente distinta de uno entre tasa de interés nominal y expectativas de inflación. Además, él concluye que la tasa de interés real esperada durante el periodo de estudio es relativamente constante. Garbade y Wachtel (1978), replican el trabajo de Fama (1975), permitiendo que la tasa de interés pueda variar en el periodo de estudio. Usando una metodología diferente desarrollada por Garbade (1977), ellos encuentran que la tasa de interés real muestra una variación intertemporal estadísticamente significativa. Adicionalmente, ellos documentan una relación uno a uno entre tasas de inflación y tasas de interés nominal para el periodo de estudio. Estos resultados sugieren que las diferencias entre parámetros estimados de la inflación esperada para distintos subperiodos documentadas por Fama se deben a errores muestrales y no a variaciones temporales. Tanzi (1980), al usar datos de expectativas obtenidos de encuestas para el período 1952-1975, encuentra que la relación entre tasas esperadas de inflación y tasas de interés nominal es menor que uno. Otras investigaciones de la última década dan luz de la existencia de un Efecto Fisher total y parcial. Es el caso de Héctor Cárdenas y Jorge Saénz Castro (2001), quienes hicieron un análisis sobre el Efecto Fisher para el caso colombiano durante el período 1980-2000 a partir de la información trimestral de la tasa de interés nominal y de la tasa de inflación. Los resultados muestran que la tasa de interés nominal y la inflación poseen raíz unitaria; es decir, guardan una relación de cointegración o relación de largo plazo y los cambios en la inflación sobre la tasa de interés nominal se presentan de forma uno a uno. De esta manera, los resultados sugieren que para el período 1980-2000 los incrementos de la inflación en el largo plazo (20 años) se transmiten en forma completa sobre la tasa de interés nominal. Por lo que concluyen con la aceptación de un efecto Fisher completo en la economía colombiana, dando señales claras, acerca de la neutralidad del. 4 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(11) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo dinero; es decir, que los incrementos en la cantidad nominal de dinero solo inciden en la inflación y en la tasa de interés nominal en el largo plazo. La comprobación de que en la economía colombiana se presenta el "Efecto Fisher" tal como la teoría lo postula, deja entrever que no existe cierto grado de ilusión monetaria en los mercados financieros; es decir, que los prestamistas en Colombia indexan íntegramente a la tasa de interés nominal los movimientos de la tasa de inflación. Frederics Mishkiny John Simon (1995), analizaron el efecto Fisher en Australia y sus pruebas iniciales indicaron que las tasas de interés y la inflación contienen raíces unitarias. Asimismo, encontraron que existen indicios de que las variables contienen procesos de error no estándar y que para superar los problemas asociados con esto, hicieron uso de simulaciones de Monte Carlo. Estas pruebas indican que mientras que un efecto Fisher a largo plazo parece existir, no hay evidencia de esto en el corto plazo. Por lo tanto, el nivel a nivel de corto plazo las tasas de interés no deben ser utilizadas para caracterizar la orientación de la política monetaria. Oscar Bajo y Vicente Esteve (1998), contrastaron empíricamente el cumplimiento del Efecto Fisher a largo plazo para el caso español, utilizando datos trimestrales durante el periodo 1962-1996, con nuevas técnicas de raíces. unitarias. y. cointegración,. donde. tuvieron. en. consideración. explícitamente la presencia de cambios estructurales en la tendencia de las series. Los resultados fueron favorables a la existencia de un efecto Fisher parcial en el largo plazo, con una transmisión al tipo de interés nominal de aproximadamente un tercio por cada punto de incremento en la tasa de inflación, reflejándose por tanto los dos tercios restantes en una disminución del tipo de interés real, lo que supone de un grado parcial de ilusión monetaria por parte de los prestamistas (imposibilidad por parte de estos de trasladar al tipo de interés nominal las variaciones de la tasa de inflación), finalmente concluyeron en que el tipo de interés nominal no sería un indicador de la evolución de la inflación. 5 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(12) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo Benobi, Abu Nurudeen, y Obida Gobna Wafure (2009), examinaron la existencia de un efecto Fisher para Nigeria, mediante la regresión de las tasas de interés sobre la tasa de inflación durante el período 1970-2007. Los resultados de la regresión del vector de error de corrección y cointegración indican que el aumento de la tasa de inflación conduce a aumentar las tasas de interés nominales por menos de un punto, lo que confirma la existencia de un Efecto Fisher de largo plazo parcial en Nigeria. Sarbapriya Ray (2012), examinó la existencia de efecto internacional de Fisher para Estados Unidos y algunos países de Asia, como la India, Corea y Japón, mediante la regresión de las tasas de interés diferencial y de tasas de inflación durante el período de 2001 al 2012. Empleando la prueba de raíz unitaria con el fin de juzgar la estacionalidad de la serie utilizando la prueba de raíces unitarias de Dickey-Fuller Aumentado (ADF), la prueba Phillips Perron (PP) y el método de cointegración de Johansen para investigar la existencia de un Efecto Fisher a largo plazo, encontraron que la tasa de interés y la tasa de inflación para todos los países objeto del estudio alcanzaron la estacionalidad después de la primera diferenciación, I (1). El hallazgo apoya la existencia del efecto parcial de Fisher en EE.UU. debido a que las tasas de interés y tasas de inflación se mueven en dirección positiva, pero no se mueven con uno por uno. Pero en el caso de la India, Japón y Corea, no existe ningún indicio de efecto internacional de Fisher. Esto también es consistente con los hallazgos de Fama y Gibson (1982), Huizing y Mishkin (1986), Kandel et al (1996) y Lee (2007) que las tasas de interés y la inflación no se mueven uno por uno. 1.1.2.- JUSTIFICACIÓN DEL PROBLEMA El interés científico de la presente investigación busca consolidar y aportar mayor evidencia empírica a la teoría económica, específicamente a lo propuesto por Irving Fisher, teoría que ha generado una serie de amplios debates a lo largo del tiempo por parte de economistas reconocidos de cada época. 6 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(13) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo Asimismo, la abundante teoría disponible y el avance de las herramientas sofisticadas de econometría permitirían demostrar la existencia de un efecto Fisher total o parcial, proposición que tiene implicaciones serias en el establecimiento de la política monetaria para el país. Por tal razón, se ha considerado necesario realizar esta investigación para el caso peruano, con el propósito de aportar conocimientos nuevos y confiables para que la autoridad monetaria del país determine y oriente de manera eficaz y eficiente su política monetaria y financiera. Es así que, sobre la base de los resultados obtenidos a través de esta investigación se podrá mejorar la política financiera dirigida al incremento del Producto Bruto Interno (PBI) en un contexto de crecimiento económico sostenido que se traduzca en el aumento efectivo de la calidad de vida de la población. Finalmente, la viabilidad de la investigación pasa por contar con una base teórica que la respalda, además de las diversas investigaciones que se han realizado en distintos países, justificándose por cuanto se va a desarrollar por el método inductivo-deductivo. 1.2.- PROBLEMA ¿De qué manera influye la inflación en la tasa de interés nominal en el Perú durante el periodo 1995 – 2013? 1.3.- OBJETIVOS 1.3.1.- OBJETIVO GENERAL Determinar de qué manera influye la inflación en la tasa de interés nominal en el Perú, 1995 – 2013. 1.3.2.- OBJETIVOS ESPECÍFICOS . Describir un marco de referencia teórico sobre la relación de largo plazo que existe entre inflación y tasa de interés nominal. 7. Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(14) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo . Analizar la evolución la tasa de interés y de la inflación en el Perú, periodo 1995 - 2013.. . Estimar un modelo econométrico para medir la influencia de la inflación en la tasa de interés nominal en el Perú, periodo 1995-2013.. 1.4.- MARCO TEÓRICO La hipótesis de Fisher (1930) postula que los cambios en la tasa de inflación esperada repercuten íntegramente en el tipo de interés nominal en el largo plazo, de manera que el tipo de interés real ex ante no se ve alterado. Además, se supone que el tipo de interés real está determinado por el efecto conjunto de la oferta y demanda de fondos prestables, que, a su vez, son el reflejo de la evolución seguida por el sector real de la economía. En ese sentido, la tasa de interés nominal se establece añadiendo al tipo de interés real ex ante la variación experimentada por la tasa de inflación esperada. Formalmente, la hipótesis de Fisher se expresa en la ecuación [1]. …… [1] En dicha ecuación, se detalla que período t,. , es la tasa de interés nominal en el. indexa el tipo de interés real ex ante y. representa a la. inflación esperada en t-1 para el periodo siguiente. Esta ecuación implica que en ausencia de ilusión monetaria 2 , una variación en la tasa de inflación esperada debería trasladarse en forma completa a la tasa de interés nominal, de tal forma que el tipo de interés real a largo plazo se ubicaría en su punto de equilibrio. Por lo tanto, la ecuación de Fisher la podríamos expresar de la siguiente manera: …… [2] En donde B0 es la constante3, B1 representa el parámetro de la inflación, de modo que si su valor fuera de uno, admitiríamos que todo cambio en la tasa 2Se. entiende por Ilusión Monetaria la incapacidad de los agentes económicos para distinguir entre cambios en valores nominales y cambios en valores reales. 3Este parámetro sería una aproximación de la tasa de interés real de equilibrio, siempre y cuando B . t-1. 8 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(15) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo de inflación se transmite íntegramente a la tasa de interés nominal, dejando inalterado la tasa de interés real. Lo que equivaldría a decir, que los incrementos en la inflación se trasladan a largo plazo en la misma cuantía a la tasa de interés nominal, por lo que aceptaríamos la evidencia de un efecto Fisher total y admitiríamos la neutralidad del dinero; por lo que se concluiría en que la tasa de interés nominal es un buen predictor de la inflación y un mal indicador del carácter de la política monetaria. Por otro lado, si el parámetro de la inflación está por debajo de la unidad, aseveraríamos que los cambios en la inflación se trasladan en parte en el largo plazo a la tasa de interés nominal, aceptando la evidencia de un efecto Fisher parcial. Dado que la tasa de inflación esperada es una variable inobservable y, por tanto, no se puede medir directamente, muchos autores (entre los que destacan MacDonald y Murphy (1989), Mishkin (1992), Ferrer (1998), BajoRubio y Esteve (1998), entre otros) consideran el supuesto de expectativas racionales4, de manera que la tasa de inflación esperada se obtiene como el valor de la tasa de inflación observada o realizada, en otras palabras, la tasa de inflación esperada,. , concordaría con la tasa de inflación efectiva,. más un error aleatorio de predicción,. ,. con media cero y varianza constante. [ ~ iid N(0, σ2)]. Teniendo en cuenta este tipo de expectativas, se define la tasa de inflación ex ante en la ecuación [3]. …… [3] Si reemplazamos la ecuación [3] en la [1], obtenemos la ecuación [4] ….. [4] La principal ventaja de la adopción del enfoque de expectativas racionales radica en que, en el largo plazo, bajo los mecanismos convencionales de formación de expectativas, estas son correctas y, por consiguiente, la inflación observada se puede utilizar como proxy de la inflación esperada. Asimismo, si además se considera el supuesto de estacionariedad del tipo de interés real ex ante, como MacDonald y Murphy (1989), Ferrer (1998) y Bajo-Rubio y 4. En el que se asume que los agentes utilizan toda la información de forma eficiente a la hora de predecir la tasa de inflación.. 9 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(16) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo Esteve (1998), podemos contrastar la hipótesis de Fisher reemplazando la ecuación [3] en la [2], obtenemos la siguiente ecuación: ……[5] En la cual,. representa la media constante a largo plazo del tipo de interés. real esperado;. es el coeficiente que mide la respuesta del tipo de interés. nominal ante una variación en la tasa de inflación realizada; y como denota un termino de error aleatorio con media cero y varianza constante [ ~ iid N(0, σ2)],. representa el termino de perturbación aleatoria con media cero y. varianza constante (. =. ), siendo estacionario al igual que. , por lo que. la aceptación del efecto Fisher implica que la tasa de interés nominal y la inflación deben poseer una raíz unitaria y consecuentemente guardar una relación a largo plazo. En el ámbito que ocupa nuestro estudio, que es el de la teoría de la cointegración, la ecuación [5] recibe el nombre de regresión de cointegración, y. son los parámetros del vector de cointegración, que es el vector que. representa la relación estable de largo plazo entre el tipo de interés nominal y la tasa de inflación, y. es el termino de perturbación aleatoria de la regresión. de cointegración. El cumplimiento de la hipótesis de Fisher, en su versión más estricta, requiere que, si. y. tienen una raíz unitaria, ambas variables deben estar. cointegradas con un valor de. = 1 en la ecuación [5]. Asimismo, si ambas. variables están cointegradas, pero. es significativamente menor que la. unidad, se produce loque se denomina como efecto Mundell-Tobin (Mundell, 1965; Tobin, 1965). En este caso, podemos afirmar que se cumple lo que se ha llamado en la literatura económica como forma débil del efecto Fisher, o como comúnmente se le ha denominado “efecto Fisher parcial o incompleto”, de manera que las variaciones de la tasa de inflación esperada se trasladan en una proporción menor a la unidad al tipo de interés nominal, debido a la existencia de ilusión monetaria también parcial. Una explicación al efecto Mundell-Tobin es que una inflación más alta incentiva a los agentes económicos a sustituir dinero por capital, lo que origina un aumento en los 10 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(17) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo precios de los activos y una disminución en los tipos de interés reales, impidiendo así que los tipos de interés nominales suban lo suficiente como para compensar el aumento en la inflación. 1.5.- POLÍTICA MONETARIA La Política Monetaria se orienta a controlar la expansión de la cantidad de dinero y la evolución de los tipos de interés y es utilizada con la finalidad de influir directamente sobre el valor de la divisa nacional, la producción, la inversión, el consumo y la inflación. El Banco Central de Reserva del Perú (BCRP), es el encargado de manejar los instrumentos monetarios que regulan la liquidez y el gobierno a través del Ministerio de Economía y Finanza (MEF), establece los objetivos económicos que se pretende lograr. En ese sentido, la mejor manera de formarnos una idea cuantificable o medible de si un país está mejorando o no es mediante el incremento progresivo y sostenido de los niveles de producción, asimismo hay que considerar a la inflación, que a su vez determina el crecimiento de la producción en términos reales. Una economía próspera es claramente una economía que tiene un elevado crecimiento de la producción y una baja tasa de desempleo e inflación. Lineamientos Generales: La política monetaria es una política económica que usa la cantidad de dinero como variable de control para asegurar y mantener la estabilidad económica. Para ello, las autoridades monetarias usan mecanismos como la variación del tipo de interés, así como también participan en el mercado de dinero. Objetivos del Banco Central de Reserva del Perú En el marco de la Constitución Política del Perú y de su Ley Orgánica, el BCRP cuenta con la autonomía y los instrumentos de política monetaria que le permite cumplir su objetivo de preservar la estabilidad monetaria, que no es otra cosa que el control del nivel general de precios (inflación).. 11 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(18) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo La inflación es el fenómeno caracterizado por el incremento permanente y generalizado de los precios en la economía. El indicador más utilizado para llevar el control de esta variable es el índice de precios al consumidor (IPC) de Lima Metropolitana, indicador que incluye tanto componentes permanentes como transitorios. En el contexto en que. el principal objetivo del Banco. Central es la estabilidad de precios, se requiere un indicador que considere sólo el componente permanente de la inflación, al que se denomina inflación subyacente. Es así que, la Inflación subyacente es la medida de tendencia inflacionaria que reduce la volatilidad del indicador de aumento de precios sin sub o sobre estimarlo en periodos largos. Corresponde a la variación del IPC excluyendo los alimentos perecibles, por ser productos cuyos precios están sujetos a condiciones internacionales como malas cosechas en principales países productores, etc. En ese sentido, desde que se implementó el esquema de metas explícitas de inflación en 2002, la variación inter-anual del Índice de Precios al Consumidor (IPC) 5 de Lima Metropolitana es la meta numérica oficial del Banco Central. Sin embargo, esta medida de inflación que capta la atención mensual del público y la prensa está siempre afectada por componentes transitorios y volátiles impulsados principalmente por fuertes variaciones de precios relativos de alimentos y energía. En teoría, la inflación es el incremento generalizado y sistemático de los precios en la economía y está fuertemente ligada a los desarrollos macroeconómicos y en particular a la política monetaria. En la práctica, la inflación total representa al aumento promedio de los componentes de la canasta del IPC. En principio, es imposible saber cuánto de la inflación promedio representa aumentos generalizados y cuánto de ella corresponde a bruscos cambios de precios relativos que suceden cada mes. Sin embargo, son los cambios generalizados los que importan a la política monetaria puesto. 5. Por ejemplo, la canasta actual del IPC contiene 532 variedades agrupadas en 170 rubros.. 12 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(19) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo que el Banco Central posee instrumentos de política para reaccionar frente a ellas y afectarlas. Existe, por tanto, un problema práctico para desentrañar cuánto de la inflación total es variación sistemática y cuánto es ruido. El componente sistemático es usualmente llamado inflación central, básica, núcleo, core o subyacente. A continuación se señala brevemente algunas de las técnicas existentes para estimar la inflación subyacente a partir de la inflación total. Recuentos más pormenorizados se pueden encontrar en BCRP (2006) y Armas et.al (2011). En el Perú, considerando que la inflación subyacente debe reflejar el aumento generalizado permanente de los precios y que debe servir de guía para la política monetaria, se considera que un buen indicador debe reunir las siguientes características:  Es de fácil cálculo, para que sea comprendido por las personas involucradas en la toma de decisiones y por el público en general;  Es un indicador estable, por lo que tiene que estar sujeto a escasas y poco significativas revisiones, cada vez que se añadan datos a la serie de inflación observada;  Es un indicador creíble, por lo que en el largo plazo su evolución no debe apartarse de la inflación observada;  Está disponible oportunamente, de preferencia inmediatamente después de publicada la inflación observada;  Tiene una variabilidad menor a la inflación o que su variabilidad sea similar a la de las variables fundamentales;  Tiene capacidad para predecir la inflación, en el sentido que cuando la inflación actual difiera de la tendencia subyacente, es de esperarse que aquélla se mueva en dirección a dicha tendencia.  En el Perú la inflación subyacente corresponde al IPC excluyendo alimentos perecibles, pan, arroz, fideos, aceites, combustibles, servicios públicos y de transporte6.. 6. Glosario de términos, BCRP.. 13 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(20) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo De esta manera, la inflación subyacente es la que tiene más relevancia para la instrumentalización de la política monetaria al reflejar más de cerca las verdaderas presiones inflacionarias existentes, la inflación no subyacente por su parte refleja principalmente cambios en precios relativos de carácter transitorio La inflación subyacente sería la inflación de largo plazo en ausencia de presiones de demanda y choques. El estado de la demanda y los choques son cambios repentinos que afectan la tasa de inflación de corto plazo. Mecanismos El Banco Central puede modificar la cantidad de dinero directamente, pero hay otras formas de cambiar la cantidad de dinero en circulación, estas son: . Variación del tipo de interés: Indica cuánto hay que pagar por el dinero que nos presta un banco. Los cambios en la tasa de interés están relacionados directamente con la cantidad de dinero que circula en el mercado.. . Variación del coeficiente de caja: El coeficiente de caja (encaje bancario o coeficiente legal de reservas) indica qué porcentaje del dinero de un banco ha de mantener en reservas líquidas, o sea, guardado sin poder usarlo para dejarlo prestado. Se hace para evitar riesgos. De esta forma, el banco puede aportar o quitar dinero del mercado sin tener que fabricar más moneda.. . C. Compra/Venta de Deuda Pública: La deuda pública consiste en títulos emitidos por el Estado, y pueden ser letras, bonos y obligaciones. Básicamente, son papeles que se le compran por un precio, y que al cabo de un tiempo nos comprarán por otro, probablemente mayor.. Instrumentos Monetarios . Operaciones de mercado abierto: Es el principal instrumento de la política monetaria y consiste en la compra-venta de fondos públicos o privados por parte del BCRP. Se manifiesta mediante la elevación o 14. Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(21) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo disminución de los tipos de interés (reducción o aumento de la liquidez), venta o compra de valores (provocará una detracción o inyección de liquidez al sistema financiero). . Redescuento: Es la adquisición de valores, funcionan como créditos concedidos por el Banco Central a las entidades financieras. Cuando el BCRP disminuye el tipo de redescuento inyecta liquidez al sistema financiero, los bancos tendrán mayor cantidad de dinero que podrán prestar. Este instrumento funciona más a través de modificaciones en el tipo de interés. . Variaciones en los porcentajes de reservas obligatorias: Esta es la reserva de las instituciones financieras frente a sus depósitos. Estas reservas cumplen fines como solvencia, liquidez, control monetario o financiamiento. del. déficit. público.. Los. instrumentos. vistos. anteriormente tienen como objeto regular la liquidez, por lo que la mejor forma de analizar el manejo de estos instrumentos es a través de la cantidad de dinero en la economía, mejor llamada emisión primaria o base monetaria, que es el pasivo monetario del BCRP, constituido por billetes y monedas emitidos y depósitos en moneda nacional del sistema financiero y del sector privado mantenidos en el instituto emisor. Esquema de Política Monetaria en el Perú . El diseño de la política monetaria 1991-2001: Durante este periodo el diseño e implementación de la política monetaria en el Perú estaban basados sobre el control de los agregados monetarios, particularmente el crecimiento del saldo promedio de emisión primaria (la meta intermedia). Durante los últimos diez años se ha producido una evolución en el diseño de la política monetaria en términos de transparencia, metas operativas e instrumentos monetarios.. Sin embargo, en todo este período, se mantuvo el esquema de control cuantitativo de la liquidez en soles, lo que permite que el tipo de cambio y tasas de interés se determinen por las condiciones del 15 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(22) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo mercado. Para controlar la emisión primaria, el Banco Central ejecuta sus operaciones monetarias para alcanzar diariamente el saldo de la cuenta corriente de las empresas bancarias en el BCRP (la meta operativa). Este tipo de política monetaria fue efectivo para reducir la tasa de inflación de 7,650% en 1990 a 3.7% en el 2000. Asimismo, se eligió el régimen de tipo de cambio flexible 7 . Como complemento de la disciplina fiscal, el Banco Central suspendió los créditos al sector público y la demanda de dinero se pudo satisfacer comprando dólares en el mercado con lo cual empezaron a recuperarse las reservas internacionales. Por otro lado, se eligió a la emisión primaria como ancla nominal8. . El diseño de la política monetaria (desde 2002): A partir del año 2002 se adoptó el esquema de Metas Explicitas de Inflación (Inflation Tarjeting), fijando para ello un objetivo de 2.5% con un margen de tolerancia de +- 1%. Adicionalmente, la cuenta corriente de los bancos en el BCRP fue utilizada como una meta operativa hasta setiembre de 2003, donde se adoptó como meta operativa la tasa de interés de referencia, con el cual se busca anclar las expectativas inflacionarias del público mediante el anuncio de una meta de inflación.. Hasta el año 2006, la meta de inflación fue de 2.5% anual, con una tolerancia de desvío máximo de un punto porcentual hacia arriba y hacia abajo. A partir de 2007, la meta de inflación se redujo a 2%, manteniéndose el punto porcentual de desvío máximo, con lo cual el rango de tolerancia para la meta de inflación se ubica entre 1 y 3%.. La reducción de la meta de inflación de 2.5% a 2% tuvo la finalidad de que nuestra moneda tenga un mayor poder adquisitivo en el largo plazo y fortalece la confianza en la moneda nacional, favoreciendo la desdolarización. Asimismo, una meta inflacionaria de 2% iguala el ritmo 7 8. Memoria del Banco Central de Reserva del Perú, 1990. Estabilidad Monetaria: Diseño e Implementación de la Política Monetaria, BCRP.. 16 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(23) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo de inflación del país con el de las principales economías desarrolladas, evitando la desvalorización relativa de nuestra moneda.. El BCRP evalúa el cumplimiento de su meta de inflación de manera continua desde 2006, revisándose mensualmente la evolución de la inflación de los últimos doce meses. De este modo, el Perú se suma al grupo de países con tasas de inflación bajas y estables que hacen uso de una evaluación continua del objetivo inflacionario. Posición de la Política Monetaria La principal herramienta de política monetaria es la tasa de interés de referencia interbancaria (TIRI), definida como la tasa de interés que los bancos comerciales se cobran entre sí para préstamos de muy corto plazo9. Los bancos comerciales se prestan dinero entre sí de manera rutinaria, es decir, aquellos bancos con exceso de liquidez le prestan voluntariamente a aquellos a los que les falta liquidez; la TIRI es el costo de ese préstamo y el BCRP induce su cambio en función de la meta de inflación. Dependiendo de las condiciones de la economía (presiones inflacionarias o deflacionarias) el Banco Central modifica la tasa de interés de referencia (hacia arriba o hacia abajo, respectivamente) de manera preventiva para mantener la inflación en el nivel meta. En ese sentido, supongamos que el BCRP observa presiones inflacionarias que harían peligrar la consecución de la meta. Entonces, induce el aumento de la TIRI. Al hacerlo, hace que los préstamos entre bancos sean más caros. Luego, los bancos comerciales que reciben el préstamo trasladan ese mayor costo a la tasa de interés que le cobran a los clientes (consumidores o inversionistas) cuando acuden a pedir un préstamo. La mayor tasa de interés desincentiva el pedido del préstamo y, al bajar el consumo y la inversión,. 9. Tasa de interés que el BCRP fija con la finalidad de establecer un nivel de tasa de interés de referencia para las operaciones interbancarias, la cual tiene efectos sobre las operaciones de las entidades financieras con el público (Glosario de Términos del BCRP).. 17 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(24) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo disminuye la demanda y se atenúan las presiones inflacionarias. Lo contrario ocurre al disminuir la TIRI. 1.6.- HECHOS ESTILIZADOS Durante 1995, la política monetaria del Banco Central de Reserva del Perú (BCRP) tuvo como objetivo, al igual que en años anteriores, la reducción de la inflación. La política cambiaria mantuvo el régimen de flotación, con intervenciones del Banco Central para evitar fluctuaciones excesivas en la tasa de cambio. En ese sentido, el control inflacionario se ha logrado gracias a la aplicación de una estricta política fiscal y monetaria, enmarcada en los acuerdos del Fondo Monetario Internacional (FMI). Gracias a ello, en 1995 la inflación ascendió a 10,2%, manteniendo la notoria tendencia decreciente mostrada en los años previos (de 7 650% en 1990 a 139% en 1991, 57% en 1992, 39% en 1993 y 15,4% en 1994), tal como se detalla en el siguiente cuadro adjunto. Cuadro N° 1 Tasas de Inflación Anual (Variación promedio anual y porcentual).. 1990. IPC (Variación Promedio Anual) 7481,7. 1991. 409,5. 139,2. 2003. 2,3. 2,5. 1992. 73,5. 56,7. 2004. 3,7. 3,5. 1993. 48,6. 39,5. 2005. 1,6. 1,5. 1994. 23,7. 15,4. 2006. 2,0. 1,1. 1995. 11,1. 10,2. 2007. 1,8. 3,9. 1996. 11,5. 11,8. 2008. 5,8. 6,7. Año. IPC (Variación %). Año. 7649,6. 2002. IPC (Variación Promedio Anual) 0,2. IPC (Variación %) 1,5. 1997. 8,5. 6,5. 2009. 2,9. 0,2. 1998. 7,3. 6,0. 2010. 1,5. 2,1. 1999. 3,5. 3,7. 2011. 3,4. 4,7. 2000. 3,8. 3,7. 2012. 3,7. 2,6. 2001. 2,0. -0,1. 2013. 2,8. 2,9. Elaboración propia Fuente: BCRP. En el gráfico N° 1 se puede observar que, entre el período 1996 - 2001 la inflación acumulada, medida por la variación porcentual del Índice de Precios al Consumidor (IPC) de Lima Metropolitana, advierte una tendencia 18 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(25) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo decreciente pasando de 11.8% en 1996 a registrar en 2001 una variación porcentual negativa de -0.1%. Asimismo, la inflación que fue controlada durante la década de los noventa ha tenido una evolución decreciente respecto al año 2000, en el año 2001 la tasa de inflación fue negativa en 0,1%, volviéndose a. incrementar a 1,5%. y 2,5% en el 2002. y. 2003 respectivamente.. Elaboración propia Fuente: BCRP. En la misma línea, el BCRP definió su rol concentrando sus esfuerzos en la preservación de la estabilidad monetaria, y para ello, a partir del año 2002, ejecuta su política monetaria siguiendo un esquema de metas explícitas de inflación10. Es así que, durante el periodo 2002 – 2006 la meta de inflación fue lograr una inflación acumulada a diciembre de 2,5%, con un margen de un punto porcentual hacia arriba y hacia abajo11 (1.5% - 3.5%). En el año 2004 la inflación ascendió a 3,5%, tasa mayor a la registrada en el año 2003 (de 1%), para volver a descender a 1,5% en el 2005, reflejando una reducción significativa con relación al año anterior. Por otro lado, durante el período 2001-2005, la inflación promedio anual fue de 1,8%, demostrando la existencia de estabilidad de precios en la economía peruana, lo cual es un 10. Esquema de política monetaria en la cual el objetivo y la meta es lograr una inflación baja y estable dentro de un rango establecido por la autoridad monetaria (Glosario de Términos BCRP). 11 Programa Monetario para el año 2002. BCRP.. 19 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(26) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo reflejo de solidez y buenos fundamentos macroeconómicos. En el año 2007 el BCRP decidió reducir la meta de inflación a 2,0%, continuando con el mismo margen de tolerancia antes establecida12. Las razones por las cuales el BCRP decidió bajar su meta de inflación se debieron básicamente a los bajos niveles de inflación que se venían presentando desde fines de 2006 y que dieron como resultado que en ese año el nivel de inflación acumulada se ubicara por debajo del rango inferior de la banda de objetivo (1,1%), incumpliéndose de esta manera el objetivo de inflación propuesto. Asimismo, tal como se aprecia en el gráfico Nº 2, la inflación acumulada venía registrándose en niveles muy bajos en 2006 y 2007.. Elaboración propia Fuente: BCRP. Sin embargo, la tasa de inflación de los últimos doce meses aumentó de 2,86% en diciembre de 2013 a 3,38% en marzo de 2014, debido al efecto que tuvo la presencia de condiciones climáticas adversas, cifra que se sitúa dentro del rango meta del BCRP 13 . En ese contexto, el BCRP proyecta que la inflación permanecerá inicialmente cerca al límite superior del rango meta por. 12 13. Nota Informativa N° 011-2007-BCRP del 09 de febrero del 2007. Reporte de Inflación Abril 2014, BCRP.. 20 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(27) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo el efecto persistente de choques de oferta y que posteriormente tenderá a 2%14. No obstante, es importante precisar que, la medida de tendencia general de los precios al consumidor, es la denominada tasa de inflación subyacente15, cuya forma de calcular es similar a la inflación total pero con la diferencia de que se excluyen los componentes con precios más volátiles. Este indicador es un reflejo del alza de precios que ocurre por presiones de demanda y sirve de guía para la política monetaria. Durante el episodio junio 2007 a noviembre2008, la subyacente que subió más fue precisamente la publicada por el BCRP. En su momento, esto marcó una política de aumentos de las tasas de interés de referencia desde una tasa de 4,5 por ciento en junio de 2007 hasta 6,5 por ciento en setiembre de 200816. En ese sentido, la inflación sin alimentos y energía se mantuvo dentro del rango meta durante el primer trimestre, registrando una tasa anual de 2,8% a marzo, versus 3% a diciembre de 2013. La evolución de este indicador de tendencia inflacionaria se explica principalmente por la elevación del tipo de cambio en 8,2% a 12 meses a marzo17. La inflación en junio fue 0,16%, con lo que la inflación de los últimos 12 meses pasó de 3,56% en mayo a 3,45% en junio, lo que reflejó una moderación en los factores de oferta que elevaron la inflación en los meses previos. Asimismo, la tasa de inflación sin alimentos y energía fue 0,11%, con lo cual la tasa 12 meses bajó de 2,82% en mayo a 2,77% en junio18.. 14. Nota Informativa N° 043-2014-BCRP del 12 de junio del 2014. Medida de tendencia inflacionaria que reduce la volatilidad del indicador de aumento de precios sin sub o sobre estimarlo en periodos largos (Glosario de Términos BCRP). 16 Revista Moneda 148-02. 17 Reporte de Inflación Abril 2014, BCRP. 18 Programa Monetario BCRP de julio de 2014. 15. 21 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(28) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo. Fuente: BCRP. Adicionalmente a ello, otra variable de relevante importancia en la economía es la tasa de interés de referencia, que es la que establece la entidad encargada de la política monetaria (BCRP) para influenciar en el precio de las operaciones crediticias de muy corto plazo entre diferentes entidades bancarias, es decir, para servir de referencia a la tasa de interés interbancaria. De esta manera, si se quiere estimular la actividad económica, se disminuye la tasa de referencia para proveer incentivos para aumentar el nivel del crédito y, así, impulsar a la economía dado su impacto directo sobre los préstamos bancarios. Mientras que, si la economía esta sobrecalentada, se aumenta la tasa para desacelerar la economía. Es así que, el BCRP realiza operaciones de mercado abierto para inducir a que la tasa de interés interbancaria se sitúe al nivel de la tasa de referencia; estas operaciones pueden ser de inyección o de esterilización. En julio, el programa monetario del BCRP incluyó la reducción de la tasa de interés de referencia de la política monetaria a 3,75%19 con la finalidad de moderar la desaceleración de la economía en un contexto de crecimiento económico muy tenue, tal como se puede apreciar en el Gráfico N°4.. 19. Programa Monetario BCRP de julio de 2014.. 22 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(29) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo Este nivel de tasa de referencia es compatible con una proyección de inflación que converge al rango meta en 2014 y a 2% en 2015. Esta decisión toma en cuenta que: i) las expectativas de inflación permanecen ancladas dentro del rango meta de inflación; ii) el crecimiento del PBI continúa registrando tasas menores a su potencial, lo que se espera sea temporal; iii) los indicadores recientes muestran señales mixtas de recuperación de la economía mundial; y iv) los factores de oferta, que elevaron la inflación, se vienen moderando.. Elaboración propia (los datos de la tasa de interés interbancaria en soles son hasta mayo del 2014). Fuente: BCRP. Antes de esto, el Banco Central recortó por última vez la tasa de política en noviembre de 2013 reduciéndola en 25 puntos básicos llegando a 4%. En ese momento, el crecimiento de la actividad económica era tenue con tasas de alrededor de 4,5%, mientras que por otro lado la inflación se ubicaba en el límite superior del rango meta (3%) y el déficit en la cuenta corriente de la balanza de pagos era algo mayor al 5% del Producto Bruto Interno (PBI). Es decir, se tenía un bajo dinamismo de la actividad pero también ciertos desbalances macroeconómicos. La decisión que se adoptó en aquella oportunidad priorizó lo primero. Esta vez, la decisión era más complicada aún: la desaceleración es más acentuada, pero también lo son los desbalances macroeconómicos. De un 23 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(30) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo lado, viene sorprendiendo la debilidad del PIB (y de los indicadores disponibles para el segundo trimestre), con un ritmo de expansión en torno al 2%. En el gráfico N°5 podemos observar que el crecimiento del PBI en abril se ubicó en 2% y se estima que en mayo va hacer similar, pero para el segundo semestre habrá una recuperación de la economía, según el Instituto Peruano de Economía. De esta manera, es probable que el crecimiento en el segundo trimestre haya sido el más bajo desde 2009, cuando la economía peruana se vio afectada por la crisis financiera internacional.. Elaboración propia Fuente: INEI. De otro lado, la inflación se mantiene desde principios de año por encima del rango meta, las expectativas inflacionarias se han elevado y se ubican muy cerca del límite superior de ese rango (incluso las de 2015 y 2016), y el déficit en la cuenta corriente de la balanza de pagos alcanzó en el primer trimestre el 6% del PIB. Finalmente, si a ello se le suma que la debilidad del producto es temporal y que la política monetaria actúa con rezagos, existen elementos suficientes para mantener la pausa monetaria.. 24 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(31) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo 1.7.- HIPÓTESIS De acuerdo a los diferentes estudios teóricos y empíricos, la inflación influye directa y proporcional sobre la tasa de interés nominal en el Perú durante el periodo 1995 – 2013. II.- DISEÑO DE INVESTIGACIÓN 2.1.- MATERIAL Y MÉTODOS 2.1.1.- MATERIAL POBLACIÓN La tasa de interés interbancaria efectiva anual del sistema bancario y la inflación subyacente para el caso de la economía peruana, con periodicidad trimestral. MUESTRA La tasa de interés interbancaria efectiva anual del sistema bancario y como medida de la inflación subyacente para el caso de la economía peruana, con periodicidad trimestral, correspondiente al periodo cuarto trimestre del año 1995 al cuarto trimestre del año 2013. 2.1.2 MÉTODOS El diseño de investigación será No Experimental debido a que las variables son estudiadas en su contexto real, sin ser objeto de alguna modificación. Longitudinal porque se analiza estas variables durante el periodo 1995 – 2013. Finalmente, es correlacional porque el análisis busca establecer una relación estadística que hay entre las variables analizadas en un determinado período de tiempo el cual es observado a través de datos estadísticos de modo que refleje el comportamiento de los hechos.. 25 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(32) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo 2.2.- TÉCNICAS E INSTRUMENTOS DE RECOLECCIÓN DE DATOS 2.2.1.- TÉCNICAS Básicamente se llevó a cabo una revisión y organización documentaria de las principales fuentes de información como la página web del Banco Central de Reserva del Perú (BCRP). 2.2.2.- INSTRUMENTOS -. Resúmenes de documentos.. -. Uso de datos estadísticos históricos del BCRP.. -. Uso de la web para buscar información.. -. Uso de bibliografía diversa.. 2.2.3.- FUENTES -. Banco central de reserva del Perú.. 2.3.- ESTRATÉGIAS METODOLÓGICAS Para poder demostrar con evidencias que la ecuación de Fisher se cumple para el caso peruano. Es decir que existe una relación de largo plazo de uno a uno entre tasa de interés e inflación para el caso peruano, se realizaron los siguientes procedimientos: -. Revisión bibliográfica de investigaciones teóricas y empíricas de diferentes autores tanto en el entorno interno como en el externo.. -. Búsqueda y recolección de datos de fuentes secundarias de las variables de estudio, esto es series estadísticas elaboradas por el Banco Central de Reserva del Perú que se encuentran en la página web del Banco, extraídas de modo trimestral, del cuarto trimestre del año 1995 al cuarto trimestre de año 2013.. -. Se realiza el análisis de estacionariedad de las series, determinando si existe raíces unitarias, se determina el orden de integración.. 26 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(33) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo -. Teniendo en cuenta el marco de referencia, la ecuación de Fisher la podríamos expresar de la siguiente manera:. Siguiendo el procedimiento del punto anterior se realizara el siguiente modelo econométrico:. >0. Dónde: =Tasa de interés efectiva anual interbancaria, tasa libre de primas de riesgo. = Parámetro de media del tipo de interés real esperado a largo plazo. = Coeficiente que mide la respuesta del tipo de interés nominal ante una variación en la tasa de inflación realizada. = Tasa de inflación subyacente anual. =Término de perturbación aleatoria de la regresión. Para. estimar el modelo planteado,. se hace mediante. un. modelo. autorregresivo de corrección de error, típicamente usado cuando se estima relaciones económicas de largo plazo. A continuación se analizará la validez del modelo econométrico hallado (bondad de ajuste, pruebas de autocorrelación, heterocedasticidad entre otros).. 27 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(34) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo III.- RESULTADOS Gráfico 5.- Evolución de la tasa de interés interbancaria (IIB) y la inflación subyacente (IFS) 40. 30. 20. 10. 0 1996. 1998. 2000. 2002. 2004. 2006. IIB. 2008. 2010. 2012. IFS. Fuente: BCRP.. Se pude observar que ambas variables se mueven juntas, con mayor fuerza a partir del año 2002. Tabla N° 1: Prueba de raíces unitarias de las series IIB e IFS. Null Hypothesis: IIB has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 4 (Automatic - based on SIC, maxlag=11). Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level. t-Statistic. Prob.*. -1.970633 -4.098741 -3.477275 -3.166190. 0.6065. t-Statistic. Prob.*. -1.920684 -4.096614 -3.476275 -3.165610. 0.6331. *MacKinnon (1996) one-sided p-values.. Null Hypothesis: IFS has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 3 (Automatic - based on SIC, maxlag=11). Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values.. 28 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(35) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo. La prueba de raíz unitaria de Dickey-Fuller aumentada, da como resultado que ambas series tengan raíz unitaria en niveles y en primeras diferencias no existe, por lo que dichas series son integradas de orden uno. Tabla N° 2: Prueba cointegración entre las variables IIB e IFS Date: 06/22/14 Time: 07:49 Sample (adjusted): 1997Q1 2013Q4 Included observations: 68 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend (restricted) Series: IIB IFS Exogenous series: DM98 DMC09 Warning: Critical values assume no exogenous series Lags interval (in first differences): 1 to 4 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized No. of CE(s). Eigenvalue. Trace Statistic. 0.05 Critical Value. Prob.**. None * At most 1. 0.382509 0.164542. 45.00692 12.22475. 25.87211 12.51798. 0.0001 0.0559. Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized No. of CE(s). Eigenvalue. Max-Eigen Statistic. 0.05 Critical Value. Prob.**. None * At most 1. 0.382509 0.164542. 32.78217 12.22475. 19.38704 12.51798. 0.0003 0.0559. Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values. La prueba de cointegración Johansen arroja que las series IIB e IFS se encuentran cointegradas, al menos existe un vector de cointegración. Tabla N° 3: Modelo de vector de corrección de error (VEC) Vector Error Correction Estimates Date: 06/22/14 Time: 07:52 Sample (adjusted): 1997Q1 2013Q4 Included observations: 68 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq:. CointEq1. 29 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(36) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo IIB(-1). 1.000000. IFS(-1). -1.028523 (0.28206) [-3.64652]. C. -1.620189 (1.14400) [-1.41624]. Error Correction:. D(IIB). D(IFS). CointEq1. -0.403741 (0.06381) [-6.32739]. -0.029667 (0.01049) [-2.82810]. D(IIB(-1)). -0.406398 (0.08357) [-4.86284]. 0.040516 (0.01374) [ 2.94892]. D(IIB(-2)). -0.121282 (0.08904) [-1.36213]. 0.024263 (0.01464) [ 1.65754]. D(IIB(-3)). -0.224361 (0.08338) [-2.69086]. 0.015550 (0.01371) [ 1.13445]. D(IIB(-4)). -0.236192 (0.06858) [-3.44406]. -0.006227 (0.01127) [-0.55233]. D(IFS(-1)). -1.421166 (0.86437) [-1.64417]. 0.449614 (0.14210) [ 3.16406]. D(IFS(-2)). 1.563765 (0.91052) [ 1.71744]. 0.275713 (0.14969) [ 1.84192]. D(IFS(-3)). 1.504158 (0.89493) [ 1.68075]. -0.117706 (0.14713) [-0.80004]. D(IFS(-4)). -2.751750 (0.75549) [-3.64233]. -0.276363 (0.12420) [-2.22512]. DM98. 27.55786 (2.29154) [ 12.0259]. 0.809248 (0.37672) [ 2.14812]. DMC09. -4.671350 (2.22931) [-2.09543]. -0.329765 (0.36649) [-0.89978]. 0.847011 0.820171 242.2838 2.061696 31.55761. 0.609177 0.540611 6.548134 0.338939 8.884590. R-squared Adj. R-squared Sum sq. Resids S.E. equation F-statistic. 30 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

(37) TESIS UNITRU. Biblioteca Digital. Oficina de Sistemas e Informática - UNT. Universidad Nacional de Trujillo Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent. -139.6883 4.432008 4.791046 -0.218700 4.861775. Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion. -16.91668 0.821079 1.180117 -0.085553 0.500070 0.457105 0.321180 -154.3600 5.275294 6.091289. El Modelo de vector de corrección de error (VEC) tiene como variable dependiente la tasa de interés interbancaria (IIB) y como explicativa la inflación subyacente (IFS) y de acuerdo al criterio de selección de rezagos de Schwarz SC, consta de 4 rezagos y además dos variables exógenas que capturan la crisis financieras internacionales de los años 1998 y 2008 denominadas dm98 y dmc08. El modelo tiene un coeficiente de determinación ajustado muy bueno, de 0.82; el estadístico de Fisher alcanza un valor de 31, lo que significa que todas las variables explicativas simultáneamente son significativas. Tabla N° 4: Pruebas sobre los residuos del modelo VEC VEC Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 06/22/14 Time: 07:54 Sample: 1995Q4 2013Q4 Included observations: 68 Lags. LM-Stat. Prob. 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12. 7.332775 1.629406 7.886914 3.101862 1.428294 2.908635 9.972459 1.335888 3.462601 3.723725 1.144470 2.054760. 0.1193 0.8035 0.0958 0.5409 0.8393 0.5732 0.0409 0.8553 0.4836 0.4447 0.8872 0.7257. Probs from chi-square with 4 df. VEC Residual Heteroskedasticity Tests: No Cross Terms (only levels and squares) Date: 06/22/14 Time: 07:54 Sample: 1995Q4 2013Q4 Included observations: 68. 31 Esta obra ha sido publicada bajo la licencia Creative Commons Reconocimiento-No Comecial-Compartir bajo la misma licencia 2.5 Perú. Para ver una copia de dicha licencia, visite http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/2.5/pe/.

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