ESTIMACIÓN DEL PASS-THROUGH EN COSTA RICA

V. AN�LISIS DE RESULTADOS

En esta sección se muestra los resultados obtenidos en la presente investigación. Estos resultados son derivados en dos vías, por una parte la comprobación del cumplimiento de la Teoría de la Paridad de Adquisitivo (PPA) y por otra la cuantificación del Pass-Through del tipo de cambio, según los diversos índices evaluados.

5.1 Comprobación de la Teoría de la Paridad del Poder Adquisitivo (PPA)

Para poder llevar a cabo esta comprobación, se estimó la ecuación 7 establecida en el marco metodológico de la presente investigación. Como aproximación de los precios externos, y dado que ya se conocen las restantes variables, se construyó la siguiente ecuación:
[ 33 ]
Para la estimación de la ecuación sugerida se recurrió al Método de Mínimos Cuadrados Ordinarios. Los resultados de dicha cuantificación se encuentran en la tabla 6.
Tabla N° 6: Comprobación de la PPA Absoluta
Variable endógena:
log (�ndice de Precios al Productor)
Variable exógena Coeficiente Error estándar Probabilidad
Intercepto -4,8278 0,0447 0,0000
[log (IPEXT) +log(TC)] 1,0235 0,0050 0,0000

R cuadrado 99,63% F-estadística 41837,36
R cuadrado ajustado 99,63% Durbin-Watson 0,150878

Test Wald
Hipótesis nulas
C(1) = 0
C(2) = 1

F-statistic 2373113 Probabilidad 0.000000
Chi-square 4746226 Probabilidad 0.000000















Los resultados son concluyentes que en el corto plazo no se cumple la Paridad de Poder de Compra Absoluta (PPA), esto aproximada por el modelo anterior. Estas estimaciones concuerdan con lo obtenido por Romero (2002) en el sentido de que este tipo de especificación, presenta problemas de presencia de autocorrelación (véase el resultado del estadístico Durbin-Watson).

El siguiente paso consiste en verificar la PPA en el largo plazo. Para cumplir con este objetivo, en primer lugar se llevan a cabo las pruebas de estacionariedad sugeridas en la sección metodológica, particularmente las ecuaciones 10 y 11.

El test Dickey-Fuller determina si la serie (ITCER) es estacionaria o más bien exhibe caminata aleatoria con tendencia, para lo cual considera un proceso AR(1). Es relevante señalar que para llevar a cabo esta prueba se debe discernir en el uso o no de la tendencia y/o constante. Dado lo anterior, Hamilton (1994) señaló que si la serie parece contener una tendencia (ya sea determinística o estocástica) se debería incluir tendencia y constante. Si la serie no exhibe ninguna tendencia y tiene media no cero, debería incluir una constante en la regresión, mientras si la serie parece fluctuar alrededor de una media cero, debería no incluir ni la constante ni la tendencia en la prueba de regresión.

Para efectos de esta aplicación, se determinó utilizar la tendencia y la constante en el cálculo de la estacionariedad. Los resultados de esta prueba, de acuerdo a diversos rezagos, son mostrados en la tabla 7. La interpretación va en el siguiente sentido: si el valor ADF obtenido es mayor, en términos absolutos, que el valor crítico determinado se rechaza la hipótesis nula de raíz unitaria, entonces se deduce que la serie es estacionaria.

Las estimaciones indican cierta sensibilidad a la escogencia del número de rezagos. De este modo, al aplicar de uno a cuatro rezagos en la prueba, se concluye que la teoría de la PPA se cumple en el largo plazo, al menos con un nivel de confianza del 10%. Cuando se aplican, ya sea cinco o seis rezagos, sin embargo, se determina que el ITCER presenta caminata aleatoria, por ello invalida la conclusión de comprobación de la PPA.

Siguiendo el criterio de elección del número óptimo de rezagos (Schwarz), se estableció que la prueba debía realizarse con un solo rezago. Así, el estadístico ADF (-4,1483) es mayor, en términos absolutos, al valor crítico de MacKinnon para los diferentes niveles de confianza. Ello implica, en definitiva, que en el largo plazo sí se cumple la PPA.

Tabla N° 7: Resultados de la prueba de estacionariedad del índice de tipo de cambio multilateral
Valor Crítico, dado nivel de confianza
Número de rezagos Valor ADF 1% 5% 10%
1 -4,1483 -4,0309 -3,4470 -3,1469
2 -4,1846 -4,0314 -3,4450 -3,1471
3 -3,8684 -4,0320 -3,4452 -3,1473
4 -3,4064 -4,0325 -3,4455 -3,1474
5 -3,1056 -4,0331 -3,4458 -3,1476
6 -2,5952 -4,0337 -3,4461 -3,1477
7 -3,2138 -4,0342 -3,4463 -3,1479
8 -3,1074 -4,0348 -3,4466 -3,1481
9 -3,5745 -4,0355 -3,4469 -3,1482
10
-4,0650 -4,0361 -3,4472 -3,1484


Para complementar las conclusiones anteriores, se lleva cabo las pruebas de cointegración entre las variables �ndice de Precios al Productor Industrial (IPPI), Precios Externos (PEXT) y el Tipo de Cambio (TC).

La estimación se llevó a cabo mediante el método de tendencia no determinística en los datos, aplicándole un rezago como el óptimo (al igual que la prueba de estacionariedad). Los valores Eigen indican que existe al menos un vector de cointegración entre las series analizadas. Incluso, también es posible encontrar dos vectores de cointegración.

Tabla N° 8: Resultados de la prueba de Cointegración de Johansen
Eigenvalue Likelihood Ratio Critical Value (5%) Critical Value (1%) Hipótesis
0,230439 38,0368 24,31 29,75 Ninguna **
0,029913 3,9853 12,53 16,31 Al menos 1
0,000287 0,0373 3,84 6,51 Al menos 2

** denota rechazo de la hipótesis al 5% de significancia


En efecto, se determina que un vector de cointegración corresponde a (1,00 - 2,26 + 0,239), es decir, existe una relación a largo plazo definida por IPPI – 2,26 PEXT + 0,239 TC.