Ejercicios de aplicación a casos concretos

 Caso K

Inflación en Guatemala

En el Caso G se aplicó un modelo basado en la Teoría Cuantitativa del Dinero para explicar la variación en las tasas de inflación en un grupo de países latinoamericanos. Un problema que se presenta al aplicar este modelo a los datos anuales de un país específico es que, en el corto plazo, generalmente existe un retardo en el efecto de variaciones en la masa monetaria, por lo que una estimación directa de esa regresión tiende a subestimar el efecto inflacionario de un cambio monetario, debido a la omisión del efecto retardado. Para salvar esta dificultad, en un clásico estudio sobre la inflación chilena, [1] A. C. Harberger propuso el siguiente modelo:

Y(t) = b₀ + b₁X₁(t) + b₂X₁(t-1) + b₃X₂(t) + e(t)

 donde Y(t) representa la tasa de inflación en el año t, X₁(t) es la tasa de crecimiento en la masa monetaria en el año t, X₂(t) es el cambio porcentual en el PIB real en el año t, y e(t) es el error o “residuo” de la regresión estimada. Se puede apreciar que la regresión incluye también como variable independiente el crecimiento monetario del año anterior,
X₁(t-1), para poder tomar en cuenta posibles “retardos” en el efecto del crecimiento monetario.[2] Este modelo ha sido usado para estudiar la inflación en muchos países, con buenos resultados. Algunos economistas, sin embargo, consideran que el modelo de Harberger no siempre capta bien el retardo en el efecto monetario, y proponen más bien que se incluya, en lugar del crecimiento monetario retardado, un valor retardado de la variable dependiente, o sea, la tasa de inflación del año anterior:

Y(t) = b₀ + b₁X₁(t) + b₂X₂(t) + b₃Y(t-1)+ e(t)

 (a)                A fin de comparar estos dos modelos, estime ambas regresiones con datos para Guatemala para el período 1962-95 (los datos usados se muestran en el cuadro adjunto).

 (b)               En términos generales, ¿cuál de estos dos modelos funciona mejor? ¿Por qué? ¿Cómo se podrían mejorar los resultados?

 

INFLACIÓN, MASA MONETARIA, Y PIB REAL EN GUATEMALA, 1961-1995 (cambios porcentuales anuales)
Año	IPC	M1	PIB
1961	-0.5	-1.4	4.3
1962	2.1	0.4	3.5
1963	0.1	13.8	9.5
1964	-0.2	8.8	4.6
1965	-0.8	3.2	4.4
1966	0.7	8.4	5.5
1967	0.5	-2.9	4.1
1968	1.9	7.8	8.8
1969	2.1	4.4	4.7
1970	2.4	7.0	5.7
1971	-0.5	1.8	5.6
1972	0.6	11.7	7.3
1973	14.4	26.1	6.8
1974	15.9	27.0	6.4
1975	13.1	9.5	2.0
1976	10.7	32.3	7.4
1977	12.6	24.7	7.8
1978	7.9	10.5	5.0
1979	11.5	9.8	4.7
1980	10.7	1.6	3.7
1981	11.4	1.3	0.7
1982	0.1	6.3	-3.5
1983	4.7	1.0	-2.6
1984	3.4	5.2	0.5
1985	18.7	32.8	-0.6
1986	36.9	34.7	0.1
1987	12.3	14.8	3.5
1988	10.8	11.9	3.9
1989	13.0	14.0	3.9
1990	41.0	39.8	3.1
1991	35.1	20.3	3.7
1992	10.2	19.3	4.8
1993	13.4	19.7	3.9
1994	12.5	29.5	4.0
1995	8.4	21.3	4.9
Fuente: J. H. Cole, “Inflación en Guatemala, 1961-95,” Banca Central, No. 32 (Abril-Junio 1997), p. 24.

 

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[1]Arnold C. Harberger, “The Dynamics of Inflation in Chile,” en C. F. Christ, et al., Measurement in Economics: Studies in Mathematical Economics and Econometrics in Memory of Yehuda Grunfeld (Stanford University Press, 1963), pp. 219-50.

[2]Otra forma de expresar esta misma ecuación es

Y(t) = b₀ + (b₁ + b₂)X₁(t) – b₂[X₁(t) – X₁(t-1)] + b₃X₂(t) + e(t)

 donde la tasa de inflación en un período determinado depende de la tasa de crecimiento monetario en ese período, y del cambio en la tasa de crecimiento monetario. Esto introduce un elemento dinámico en la relación a corto plazo entre inflación y crecimiento monetario. La relación de largo plazo se da cuando X₁(t) = X₁(t-1), i.e., el crecimiento monetario se mantiene constante de un período a otro, y la ecuación entonces se reduce a

Y(t) = b₀ + (b₁ + b₂)X₁(t) + b₃X₂(t) + e(t)

 por lo que en el largo plazo el efecto de una determinada tasa de crecimiento monetario está dado por (b₁ + b₂).