Non-Blocking Server IO
Item 4: When Information Hiding Hides Too Much
39: public boolean authenticate(String uname, String pw) 40: throws AccessException
En est a sección se present ará el VAR est ruct ural para el caso peruano y sus f unciones impulso respuest a como result ado de un aument o de 1% de la t asa de int erés de polít ica monet aria y de un aument o de 1% del crecimient o del crédit o.
Frent e a ot ras invest igaciones, l a vent aj a de est e est udio es que no solo present ará las f unciones impulso respuest a sino t ambién la est ruct ura del modelo est imado. Además, dado el model o plant eado, est e result ado t endrá un sust ent o t eórico det rás. La est imación del SVAR se present a a cont inuación con sus respect ivos t -rat ios en parént esis:
Tabla 1: Resultados de las Estimaciones
Cr eci mi ent o del Cr édi t o
(3. 68) (1. 40) (-1. 62) (2. 06) (-1. 72) (-1. 97)
Tabla 2: Resultados de las Estimaciones
Absor ci ón
(7. 77) (-1. 96) (2. 36)
Tabla 3: Resultados de las Estimaciones
Pr oduct o
Tabla 4: Resultados de las Estimaciones
Cur va de Phi l l i ps
(4. 84) (3. 78) (4. 89)
Tabla 5: Resultados de las Estimaciones
Regl a de Tayl or
(7. 30) (1. 82) (5. 46)
Tabla 6: Resultados de las Estimaciones
Ti po de Cambi o
(-7. 04) (0. 63) (6. 28)
Mient ras que las expect at ivas del modelo son:
Tabla 7: Resultados de las Estimaciones
Tabla 8: Resultados de las Estimaciones
Expect at i vas de Inf l aci ón
(1. 58) (2. 10) (1. 38) (-2. 39) (1. 63) (1. 98)
(2. 32) (1. 24)
Expect at i vas de Absor ci ón
Tabla 9: Resultados de las Estimaciones Expect at ivas de Tipo de Cambio
(-1. 48) (1. 86) (-2. 05) (1. 57) (1. 38) (-1. 71)
(-2. 12) (-1. 43) (-1. 73)
Como se det alló en la part e met odológica, para const ruir las ecuaciones del modelo se incluyeron variables que t ienen un t -rat io cercano a 1. 5. Est a f orma de incluirlos es similar a ut ilizar el crit erio de Akaike y Schwart z para discriminar qué regresor se incluye. Sin embargo, en muchas de las ecuaciones, se puede observar que se ha incluido variables menores o cerca a uno, es decir, variables que no t ienen signif icancia. Al igual que Cat ao y Pagan (2010), si las variables suponen est ar present e en el modelo est ruct ural, ent onces la f alt a de signif icancia represent a una evidencia de los dat os en cont ra del modelo, caract eríst ica que se puede encont rar en la est imación de l os modelos DSGE-SVAR.
Est e análisis comenzará por l a ecuación del crecimient o del crédit o, la cual es af ect ada negat ivament e por la t asa de int erés nominal y posit ivament e por el rezago del product o. La t asa de int erés nominal reduce el crecimient o del crédit o haciéndol o más caro, mient ras las presiones de demanda, increment an la demanda por crédit o. Además, exist e una relación negat iva con el segundo rezago del t ipo de cambio. Es decir, f rent e a una apreciación del t ipo de cambio, l a moneda domést ica es más cara que la moneda ext ranj era, las f amilias y las empresas t ienden a endeudarse más en dól ares que en soles, exponiéndose al riesgo cambiario de la hoj a de balance. Asimismo, t ant o el rezago del crecimient o del crédit o y la inf lación af ect an de manera posit iva; mient ras, el PBI int ernacional t iene un ef ect o negat ivo.
Como se explicó en la sección 3, el crédit o aument a a la ecuación de la absorción. En ese sent ido, la est imación muest ra que el rezago del crédit o es signif icat ivo y posit ivo. Además, al igual que en economías desarrolladas donde est e result ado es inusual , el component e con rezagos 0. 48 es dominado por el component e de expect at ivas 0. 52. En el caso de la t asa de int erés real , el ef ect o es negat ivo, encareciendo el f inanciamient o y disminuyendo l a demanda domést ica.
El model o propone una ident idad para poder relacionar a las variables product o, absorción, import aciones y export aciones. Aun cuando el coef icient e no es t an alt o (0. 158), una apreciación del t ipo de cambio, disminuye el product o vía balanza comercial. En ese mismo sent ido, un aument o de los t érminos de int ercambio, aument a el product o con un coef icient e menor a 1. La absorción que capt ura la demanda domést ica, t iene un ef ect o posit ivo en el increment o del PBI.
En el caso de la ecuación de la inf lación se asemej a mucho a la ecuación est ruct ural plant eada en la sección 3. De acuerdo a l a t eoría, t ant o la absorción como la expect at iva de inf lación generan presiones de demanda, mient ras que la apreciación del t ipo de cambio, ayuda a est abilizarla.
En la ecuación de regl a de Tayl or result a muy similar al plant eado en el modelo est ruct ural, donde la variable absorción aparece con un coef icient e de 14. 25 y depende de manera posit iva. Asimismo, l a inf lación esperada t iene un desempeño posit ivo en la ecuación. En el caso de la t asa de int erés, en t érminos del primer rezago, la ecuación considera a un coef icient e de 0. 622.
Para el caso peruano, l a ecuación del t ipo de cambio se ha t rat ado de est imar l o mej or posible, sobret odo porque proviene de un model o est ruct ural DSGE. En est e caso, el result ado de la est imación es muy similar al caso chileno que se muest ra en Cat ao y Pagan (2010). La ecuación est imada incluye a la variable t ipo de cambio en
el periodo , t ambién se incluye al rezago de la t asa de int erés como un regresor de la UIP y, al igual que Brasil y ot ras economías emergent es, la variable t asa de int erés int ernacional af ect a de manera posit iva a l a ecuación.
La f igura 1 muest ra el impulso de un aument o 1% de la t asa de int erés. Se puede apreciar que no exist e respuest as no esperadas ni en la inf lación ni en el t ipo de cambio en l os result ados, a excepción de la variable absorción que sobre-reacciona en el periodo cero, cont rayéndose en l os siguient es periodos, llega a su mínimo aproximadament e en el t ercer t rimest re. Ot ro impact o inmediat o es el que se muest ra con la variabl e product o real, el cual se cont rae en el periodo cero, para luego ret ornar a sus niveles iniciales.
En lo que respect a a l a inf lación, se evidencia el mismo comport amient o que la absorción y el product o, observándose su mayor caída ent re el segundo y t ercer t rimest re.
Est e aument o de la t asa de int erés, provoca una apreciación en el t ipo de cambio real y un aument o de la deuda ext erna. En línea a la t eoría plant eada sobre el canal del crédit o, se observan dos ef ect os: por un lado, el increment o en la t asa de int erés, encarece el crédit o, cont rayendo l a demanda, evidenciándose en una disminución de la absorción. Por ot ro lado, l a apreciación del t ipo de cambio, a t ravés de un mayor precio relat ivo de los bienes no t ransables y el ef ect o posit ivo en la hoj a de balance, aument a la demanda de crédit o para el sect or t ransable de la economía. Sin embargo, en el net o, se observa una caída en el crecimient o del crédit o, evidenciando el poder de l a polít ica monet aria para af ect ar a est a variabl e. En el caso de la balanza comercial, aun cuando sobre-reacciona en el periodo cero, est e ef ect o suele caer en los t rimest res siguient es de ocurrido el shock y luego se diluye en el t iempo.
La f igura 2 muest ra el ej ercicio realizado ant e un shock posit ivo en el crecimient o del crédit o. Como se espera, se produce un increment o de la absorción de alrededor de 0. 1 por cient o pero luego el ef ect o se diluye en el t iempo. Asimismo, en los primeros periodos, se observa una disminución del product o en 0. 02 y de la inf lación en 0. 07, en línea al aument o de la t asa de int erbancaria que reacciona para cont rarrest ar el ef ect o del shock. Como result ado de est e ef ect o, se observa una apreciación del t ipo de cambio en l os primeros t rimest res, aj ust ando hacia l a baj a a la balanza comercial . Est os result ados si bien son respuest as de cort o plazo ant e el shock, demuest ra la import ancia que t iene el crédit o en l a economía peruana.
En suma, para el periodo en anál isis, los result ados muest ran que el canal del crédit o t iene un rol no t rivial en la economía peruana, es decir, sí est á operando, af ect ando el crecimient o del crédit o y luego el ef ect o en la absorción y el product o. En consecuencia, la polít ica monet aria que manej a el BCR sí est a operando por el canal de crédit o, rechazando la hipót esis propuest a de que no hay ef ect os de la pol ít ica monet aria a t ravés del canal credit icio.
Figura 1: Impulso Respuest a de un aument o de 1% de la t asa de pol ít ica monet aria
Credit o real Absorcion real
Product o real Balanza Comercial
Inf lación Tasa de Int erés Nominal
Figura 2: Impulso Respuest a de un aument o de 1% en el crecimient o del crédit o
Crédit o real Absorción real
Product o real Balanza Comercial
Inf lación Tasa de Int erés Nominal
8. Conclusiones
Est a invest igación t uvo como f inal idad verif icar la exist encia del canal de crédit o para el caso peruano. En ese sent ido, se ha propuest o un conj unt o de ecuaciones est ruct urales basado en un modelo DSGE que se aproxima a explicar las caract eríst icas de una economía emergent e como l a peruana. Asimismo, el modelo plant eado ha permit ido est imar l as ecuaciones est ruct urales baj o la t écnica del Mét odo Generalizado de Moment os (GMM), una vez est imado el sist ema, se ha procedido a anal izar las f unciones impulso respuest a f rent e a un shock de polít ica monet aria y a un shock del crecimient o del crédit o.
En lo que ref iere a los result ados propios de la invest igación, la est imación arroj a result ados int eresant es, primero porque no exist en puzzl es en la inf l ación, t ipo de cambio o cualquier impulso cont raint uit ivo. Todo l o cont rario, los result ados son int uit ivos acordes a la t eoría plant eada en el modelo.
En línea a l a evidencia empírica, se observa que la polít ica monet aria a t ravés del canal del crédit o sí est á operando para la economía peruana con ciert os rezagos, rechanzado la hipót esis plant eada en est e est udio. Tal como se most ró en la sección ant erior, f rent e a una subida de la t asa de int erés manej ada por el BCR, los ef ect os en el product o y la inf lación t iene su mayor caída en el periodo cero y t res, respect ivament e. Adicionalment e, ant e un shock en el crecimient o del crédit o, la absorción se ve af ect ada de manera posit iva; sin embargo, se observa una cont racción t ant o del product o como la inf lación en l os primeros periodos, cuando l a t asa de int erés sube. Si bien est as respuest as de las variables se diluyen ent re el t ercer y cuart o t rimest re, se demuest ra la relevancia que t iene la variable crédit o en la economía peruana.
Al igual a l o encont rado por Cat ao y Pagan (2010) para el caso de Brasil y Chile, el canal del crédit o t iene un rol int ra-t emporal en moderar el impact o de la pol ít ica monet aria en la absorción vía el t ipo de cambio. Mient ras un aument o de la t asa de int erés reduce la demanda domést ica vía el canal t radicional de t asas de int erés; la apreciación del t ipo de cambio, incent iva a una mayor demanda por crédit o en moneda ext ranj era. Si bien en el agregado se evidencia una cont racción del crecimient o del crédit o, demost rando la operat ividad del canal, la cont racción no sería t an f uert e si es que se demuest ra que el canal del t ipo de cambio est aría operando complet ament e para la economía pequeña y abiert a como l a peruana. Finalment e, los result ados del present e est udio dej a a disposición una agenda de invest igación a f ut uro. En part icul ar, se sugiere realizar el mismo análisis con una ecuación de t ipo de cambio que se pueda aj ust ar mej or a las caract eríst icas de la economía peruana. Asimismo, realizar la est imación del modelo con una mayor muest ra que pueda comparar el ef ect o de los inst rument os de polít ica monet aria ut ilizando l as t asas de int erés versus agregados monet arios, arroj arían result ados int eresant es. Ot ra propuest a no menos import ant e sería est imar el modelo ut il izando la met odol ogía bayesiana.
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-3 -2 -1 0 1 2 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 LPBI_USA_C -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 INFLA_C -160 -120 -80 -40 0 40 80 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 I_STAR_C -1.2 -0.8 -0.4 0.0 0.4 0.8 1.2 1.6 2.0 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 E_INFLA 10.Anexos -8 -4 0 4 8 12 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 CREDITO -3 -2 -1 0 1 2 3 4 5 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 LABS_SA_C -16 -12 -8 -4 0 4 8 12 16 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 TT_C
-6 -4 -2 0 2 4 6 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 LPBI_PERU_SA_C -20 -15 -10 -5 0 5 10 15 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 DEUDA -6 -4 -2 0 2 4 6 8 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 LTCRM_SA_C -300 -200 -100 0 100 200 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 I_DOM_C
-3 -2 -1 0 1 2 3 4 5 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 E_Z -4 -3 -2 -1 0 1 2 3 4 5 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 E_ABS -1.2 -0.8 -0.4 0.0 0.4 0.8 1.2 1.6 2.0 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 E_INFLA
Cuadro 7. Valores Propios Módulo Real Imaginario
9.89E-18 9.89E-18 0 1.36E-09 1.36E-09 0 1.36E-09 -1.36E-09 0 0.167 0.167 0 0.4977 -0.08794 0.4899 0.4977 -0.08794 -0.4899 0.8067 0.7541 0.2866 0.8067 0.7541 -0.2866 0.85 0.85 0 0.86 0.86 0 0.99 0.99 0 1 1 0
Cuadro 8. Momentos de las variables
Variable Media Desviación Estándar Varianza
pc 0.00 16.64 276.79 n 0.00 3.74 13.96 y 0.00 2.09 4.38 infl 0.00 4.60 21.13 i 0.00 37.77 1426.46 z 0.00 11.68 136.43 d NA NA NA bt 0.00 3.33 11.06
Cuadro 9. Descomposición de la Varianza (en porcentaje)
epsn epsy epsinf epsi epsis epstt epsz epsys epspc
pc 0.09 0.01 34.00 0.00 0.00 0.61 0.72 64.15 0.43 n 2.80 0.07 31.74 0.00 0.00 21.27 0.26 43.69 0.17 y 0.33 2.37 12.17 0.01 0.00 75.18 3.94 5.96 0.03 infl 0.59 0.02 63.03 0.00 0.00 8.20 0.50 27.57 0.08 i 1.52 0.04 67.87 0.03 0.00 7.79 3.88 18.66 0.22 z 1.48 0.04 65.73 0.03 0.00 7.54 6.91 18.07 0.21 bt 2.52 0.59 55.72 0.01 0.00 2.03 2.94 35.96 0.23
Cuadro 10. Matriz de Correlaciones Variables pc n y infl i z bt pc 1.00 -0.26 -0.34 0.75 0.11 -0.11 0.08 n -0.26 1.00 0.47 -0.40 0.84 -0.84 -0.83 y -0.34 0.47 1.00 -0.53 0.09 -0.04 0.11 infl 0.75 -0.40 -0.53 1.00 0.04 -0.03 0.11 i 0.11 0.84 0.09 0.04 1.00 -0.95 -0.88 z -0.11 -0.84 -0.04 -0.03 -0.95 1.00 0.91 bt 0.08 -0.83 0.11 0.11 -0.88 0.91 1.00
Cuadro 11. Coeficientes de Autocorrelación
Orden 1 2 3 4 5 pc 0.92 0.84 0.79 0.71 0.63 n 0.94 0.84 0.74 0.64 0.54 y 0.78 0.68 0.60 0.51 0.44 infl 0.78 0.51 0.33 0.21 0.14 i 0.79 0.56 0.42 0.29 0.17 z 0.72 0.54 0.42 0.28 0.16 bt 0.82 0.68 0.57 0.45 0.34