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TARJETAS DE CRÉDITO E INFLACIÓN EN COLOMBIA

José Ángel Garzón Mora



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3.2 ESTIMACIÓN Y ANÁLISIS ECONOMÉTRICO

Para cada una de las series tomadas y con el fin de poder medir el impacto de las operaciones de TC sobre el índice de Precios al Consumidor, se procedió a efectuar el test de raíz unitaria (Prueba Dickey-Fuller), aceptando primeras diferencias como mecanismo para corregir la no estacionariedad.

Los datos arrojados por el modelo econométrico 1(Cuadro 3.1) muestran que las variables, Operaciones con tarjetas de Crédito (OTC) y Colocación de Tarjetas de Crédito (CTC), son no significativas en su primera diferencia y rezagadas nueve periodos16, ya que al observar sus probabilidades mayores a 0.05 se interpreta que estadísticamente no son relevantes debido a que se acepta la hipótesis nula de no explicación de la variables, por lo tanto deben corregirse, si se quieren mantener en el modelo.

Las variables tasa de intervención del Banco de la República (TIBR), agregado monetario M2 (M2) y cartera de consumo (CC), son significativas, en su transformación respectiva, a un nivel de significancia del 5%. Se evidencia que su probabilidad no supera el 0.05, por lo tanto se infiere que son relevantes para el modelo.

De esta estimación es rescatable el signo negativo del la TIBR en su rezago 18, lo que indica que un aumento de dicha tasa, reduce la demanda y el nivel de precios después de 18 meses. Para Friedman (1976), una variación en la cantidad de dinero repercute entre 15 y 24 meses después sobre el nivel de precios, mientras que para (Gómez: 2007), el efecto de politica monetaria sobre la inflación se presenta luego de “unos trimestres”.

Cabe recordar que entre 1992-1999 el instrumento central de política monetaria del Emisor fue la “meta intermedia monetaria” que seguía el crecimiento de la base monetaria unida a una “banda cambiaria deslizante”. Sin embargo después de 1999 se adopta el esquema de inflación objetivo y el Banco Central toma como instrumento de politica monetaria la TIBR (Gómez et al., 2002).

Al observar el grado de bondad de ajuste del modelo (R2 0.8948) se advierte un problema de alta correlación entre las variables (multicolinealidad)17. De manera que se corrige, según la teoría (Meza: 2007: 53), eliminando las variables que presentan menos significancia estadística, para este caso se eliminaron DOTC y DCC, al usar la técnica de incluir las variables en primera diferencia se observa que DCTC ya es relevante para el modelo. Resulta entonces el modelo econométrico 2 y se presenta a continuación, en el cuadro 3.2.

Para el nuevo modelo, la ecuación resultante18 (3.5) muestra que los signos arrojados son los esperados, positivo para DCTC, se infiere que un aumento en la colocación de TC incrementa el IPC; positivo para DM2, sugiere que el incremento del agregado monetario M2 causa que el IPC aumente; y negativo para la TIBR de lo cual se deduce que un incremento en la tasa de intervención del Banco de la República disminuye el nivel de precios.

Lo anterior corrobora la teoría planteada en este trabajo, cabe mencionar que los errores estimados son homoscedásticos, ello implica que tienen igual dispersión o varianza constante; son normales, lo que significa que tienen una distribución normal; y no presentan autocorrelación,19 es decir no hay correlación serial, en otras palabras el error del tiempo t no se relaciona con el error del tiempo t+1, t+2…etc. El modelo cumple los supuestos de mínimos cuadrados ordinarios.

 Ln(π t) = β0 + β1LnDCTCt-9+ β2LnDM2t- β3LnTIBRt-18+ε(3.5)

Para la variable CTC en primera diferencia (DCTC), el rezago de 9 meses se explica de acuerdo a la teoria expuesta por Friedman (1976), en el sentido que las variaciones de la tasa de crecimiento del ingreso nominal, se reflejan sobre los precios, en promedio entre nueve y quince meses después. Asi, en este caso se asemeja CTC como un aumento del ingreso nominal de los agentes. La variable es estadísticamente significativa, no obstante su incidencia en el IPC se considera pequeña (inelástica) ya que la magnitud de respuesta es de 0.036%, la relación con el nivel de precios es positiva, es decir, un aumento de 1% en CTC origina un incremento de 0.036% en el IPC nueve mese después.

Por su parte, la inclusión de la variable M2 se justifica de acuerdo a Jaramillo (1999: 15) en que “los agregados monetarios que más se asocian con cualquier medida de inflación básica son, en su orden M2, base monetaria ajustada y M3”. También se evidenció que es significativa estadísticamente, sin embargo su incidencia es menor, pues un aumento en 1% de M2 origina un incremento del 0.034% en el IPC, cabe aclarar que la medición es mensual y que para esta variable no se generaron rezagos. Por otra parte la prueba de causalidad de Granger muestra que es el IPC el que causa M220.

De igual manera se destaca la importancia de la TIBR en su rezago 18 (como se explicó en el modelo 1), es estadísticamente significativa, además su efecto sobre el IPC es mayor que el observado para las variables anteriores. La dinámica presentada por decisiones de política monetaria afecta de manera inversa el IPC, así que un incremento de 1% en la TIBR produce una disminución del IPC en 0.157% y se observa 18 meses después.

Adicionalmente, se debe mencionar que la relación entre variables no necesariamente implica causalidad, por lo tanto se hace uso de la Prueba de Causalidad de Granger para las variables DCTC(-9), DM2 y TIBR(-18) y se justifica la utilización de dos rezagos en esta prueba debido a que los criterios AIC y SC son los mínimos exigidos21. Mediante esta prueba se buscó establecer causalidad unidireccional de cada variable hacia el IPC (Ver anexo 9).

Es innegable el problema encontrado ya que se esperaba comprobar que CTC causara IPC, pero el resultado de causalidad de Granger fue contrario, se deduce que el sistema financiero responde al comportamiento de la inflación (en descenso) y concede mayor crédito, es decir el IPC causa que 9 meses después varíe la CTC. En efecto al observar la evidencia empírica se distingue un cambio de trayectoria de la inflación que venía en descenso y por lo tanto la CTC crecía de forma acelerada, mientras que en 2007 empieza a aumentar el IPC y la CTC nueve meses después se ve crecer pero a un ritmo menor.

Por otro lado, con el objeto de analizar los efectos de corto plazo de la tasa de interés de TC en el nivel de precios, se reemplaza en el modelo econométrico 2, la variable TIBR por la tasa de interés de tarjetas de crédito (ITC), como se observa en el cuadro 3.3. Al igual que en los modelos anteriores se hacen las pruebas de comprobación de los supuestos de mínimos cuadrados ordinarios22.

Se evidencia que los efectos de la variable ITC (interés de TC), sobre IPC se reflejan con mayor rapidez que los de CTC y TIBR, ya que se requieren 2 periodos para que el aumento de 1% en ITC conlleve a un aumento de 0.025% en el IPC, se confirma una magnitud de respuesta pequeña, sin embargo la significancia estadística es considerable, además su relación es positiva. Se esperaría que un incremento en los intereses de TC provocara un descenso en el consumo y por ende disminuyeran los precios, no obstante los resultados muestran lo contrario.


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