Coyuntura económica peruana de 1997

  • Economía
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boletín de opinión
julio 1998
nº 34
CONTENIDO
Presentación
La coyuntura económica peruana de 1997 y apuntes
sobre los determinantes de la política cambiaria
Grupo de Análisis para el Desarrollo (GRADE)
Síntesis del debate en el Consorcio
Juan Nunura
PRESENTACIÓN
2
LA COYUNTURA ECONÓMICA PERUANA DE 1997 Y APUNTES
SOBRE LOS DETERMINANTES DE LA POLÍTICA CAMBIARIA
GRADE
Julio de 1998
INTRODUCCIÓN
Durante 1997, el desempeño macroeconómico del país se ha visto marcado por una recuperación del
crecimiento económico (iniciada a finales de 1996), especialmente en el primer semestre, para luego registrar un
enfriamiento (desde finales de año) como consecuencia de los primeros embates del Fenómeno "El Niño" sobre
diversos sectores productivos. Por su lado, la crisis asiática también tuvo efectos sobre el sector externo,
básicamente un impacto negativo sobre los precios de los minerales.
El otro desarrollo importante, en el año en análisis, ha sido la pérdida de reservas internacionales por las
instituciones financieras, resultante de un incremento en sus pasivos internacionales. Al parecer, los bancos han
encontrado un mecanismo para reducir su encaje efectivo en moneda extranjera mediante la captación directa de
los fondos que se depositan en los bancos externos, para luego ingresar los recursos libres de encaje como
préstamos del exterior. Esta conducta incrementaría la liquidez en dólares, con efectos nocivos sobre el nivel del
tipo de cambio, y generaría una situación de iliquidez que debe ser "monitoreada" muy de cerca, más aún en un
contexto de potencial morosidad por los cambios en el clima y la crisis asiática.
La conjunción de "El Niño" y la crisis de los países asiáticos ha forzado a los analistas económicos a
reducir sus perspectivas de crecimiento para el año 1998. Además, se espera un incremento del déficit de la cuenta
corriente con respecto al producto bruto interno (PBI), con lo cual se revertiría la tendencia observada desde 1995,
ya que éste se redujo gradualmente de -7.3% del PBI en 1995, a -5.9% en 1996 y a -5.2% en 1997.
Este panorama ha llevado a cuestionar algunos aspectos de la política macroeconómica, en especial de la
política comercial y cambiaria. Durante el primer trimestre de 1998, la Comisión de Promoción de las Exportaciones
(Prompex) se ha pronunciado sobre la necesidad de contar con un reglamento de salvaguardas, y han existido
presiones sobre la Comisión de dumping y subsidios del Instituto para la Defensa de la Competencia y Protección
de la Propiedad Intelectual (Indecopi) para "monitorear" y estar preparado frente a una supuesta avalancha de
importaciones procedentes de Asia. Sin embargo, no queda claro si los mayores efectos de la crisis asiática se
sentirán en el mercado doméstico o en las exportaciones peruanas, las que potencialmente podrían sentir el
desplazamiento de sus mercados de destino por las exportaciones provenientes de Asia a precios menores. Esta
preocupación nos lleva a retomar la discusión sobre la política cambiaria.
La discusión sobre el tipo de cambio en Perú se ha concentrado básicamente en su nivel de
desalineamiento y, de alguna manera, en su impacto sobre otras variables macroeconómicas como la inflación y la
balanza de pagos. Sin embargo, muy poco se ha hecho para tratar de entender las razones que explican porqué un
gobierno adopta un determinado régimen cambiario o persigue un nivel de adelanto o atraso cambiario. El análisis
de las políticas cambiarias en Latinoamérica, durante los últimos años, reflejaría que dichas políticas no pueden ser
explicadas sobre la base de razones puramente macroeconómicas. Ciertamente, deben existir otras razones, tan o
más importantes que aquellas de pura eficiencia macroeconómica, que expliquen la adopción de uno u otro
régimen.
Creemos que es importante iniciar un análisis de la política cambiaria en Perú, que apunte a entender el
3
conjunto de razones que la explican. Para ello, además de discutir los principales desarrollos macroeconómicos
durante 1997, en la segunda parte del documento se hace un primer intento, muy preliminar, para tratar de explicar
la política cambiaria peruana.
EVOLUCIÓN MACROECONÓMICA RECIENTE
SECTOR REAL
La expansión del producto agregado se fue acelerando desde fines de 1996, cuando el PBI registraba una
tasa de crecimiento equivalente a 2.6% anual, hasta fines de 1997, cuando la tasa de crecimiento alcanzó el 7.4%
anual. Claramente, la recuperación de la demanda interna, y en especial de la inversión privada, revirtió la
tendencia de crecimiento observada en los tres primeros trimestres de 1996 (véase el cuadro 1).
Cuadro 1
OFERTA Y DEMANDA GLOBAL1/
(variación porcentual real)
1996
1997
I
II
III
IV
I
II
III
IV
Total
Demanda interna
-3.7
2.2
-0.6
1.7
0.0
4.7
6.5
9.4
7.0
7.0
a. Consumo privado
-0.2
1.4
0.6
3.7
1.4
2.5
4.0
5.2
5.0
4.3
b. Consumo público
2.2
7.5
4.6
-5.3
1.6
0.9
0.1
-1.2
14.6
4.1
c. Inversión bruta interna
-11.5
2.7
-4.4
-0.3
-3.2
10.1
12.3
21.7
9.1
13.3
i. Privada2/
-10.3
7.3
-4.6
-2.9
-2.3
13.5
12.7
22.1
5.8
13.5
ii. Pública
-17.9
-24.8
-2.9
13.4
-8.5
-
10.2
8.8
19.5
24.1
11.7
PBI
0.2
2.9
2.4
4.6
5.7
9.7
8.0
5.9
7.4
Brecha externa 3/
4.1
0.7
3.0
2.9
0.9
3.0
-1.3
-1.0
0.4
a. Exportaciones
14.0
7.5
11.3
12.6
12.3
22.8
11.1
6.9
13.2
b. Importaciones
-1.8
4.4
-0.9
0.9
9.3
9.1
16.3
11.0
11.5
1/ Variaciones porcentuales respecto al mismo periodo del año anterior.
2/ No incluye variación de inventarios.
3/ De bienes y servicios no financieros.
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
Si analizamos el comportamiento del PBI por el lado del gasto, observamos una recuperación del consumo
privado, el cual pasó de una tasa de crecimiento de 2.5% en el primer trimestre a 5.0% en el cuarto trimestre. Por
otro lado, en el último trimestre, el consumo público se recupera parcialmente (14.6%) por la intensificación de los
trabajos de prevención por los efectos del Fenómeno "El Niño". La inversión tuvo un crecimiento anual de 13.3%,
sustentado tanto por la inversión privada como pública efectuadas en el año.
En lo que respecta al PBI sectorial, durante 1997 se registró crecimiento en todos los sectores productivos,
excepto en el agropecuario y pesca, que disminuyeron respecto al año anterior en -0.5% y -9.7%, respectivamente
(véase el cuadro 2). Los subsectores productivos que más crecieron fueron el de construcción (21.3%), comercio
(7.5%), pecuario (8.0%), minería metálica (10.2%) y la industria manufacturera no procesadora de recursos
primarios (8.7%).
4
Cuadro 2
PRODUCTO BRUTO INTERNO POR SECTORES1/
(variación porcentual)
Sectores
1996
1997
I
II
III
IV
Total
I
II
III
IV
Total
Agropecuario
1.3
8.1
4.0
8.3
5.8
17.6
4.2
-3.9
6.0
4.9
Pesca
-18.9
1.4
-13.2
23.8
-0.5
-10.7
23.3
16.3
-50.4
-9.7
Minería
1.3
2.5
3.9
3.6
2.8
5.0
7.5
5.9
4.8
5.8
Manufactura
1.2
2.3
2.3
5.0
2.7
3.0
12.4
8.1
2.9
6.5
Construcción
-4.2
-10.4
-4.3
0.2
-4.6
9.7
24.1
29.3
21.7
21.3
Comercio
-0.3
4.4
2.4
5.3
3.0
5.0
9.6
8.2
6.9
7.5
Otros servicios
1.4
3.8
3.4
4.0
3.2
3.7
7.6
7.6
5.9
6.3
PBI
0.3
2.9
2.3
4.6
2.6
5.7
9.7
8.0
5.9
7.4
1/ Variaciones porcentuales con relación a igual trimestre del año anterior.
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
El sector construcción ha mantenido su crecimiento, reflejando en parte el mayor gasto privado sustentado
en una expansión del crédito bancario. Esto se aprecia en la ola de edificaciones de hoteles, viviendas, oficinas y
grandes centros comerciales en algunos distritos de Lima. El incremento de la inversión pública destinada a la
construcción de la carretera Pisco-Ayacucho y de la Transoceánica de Ilo-Desaguadero, a los trabajos de drenaje y
defensa de carreteras para prevenir los desastres e inundaciones asociados al Fenómeno "El Niño", también
contribuyó al resultado positivo de este sector, especialmente a fines de año.
Cabe destacar que el pico de crecimiento anualizado se observó en el segundo trimestre de 1997 (9.7%),
mientras que hacia la segunda mitad del año, el crecimiento se desaceleró nuevamente. La tasa de crecimiento de
los sectores pesca, manufactura y agropecuario disminuyó significativamente, en gran parte porque fueron los más
afectados por el Fenómeno "El Niño".
En efecto, mientras que el PBI agropecuario se expandió en el primer semestre, en el tercer trimestre
decreció en 4.2%. En dicho trimestre se aprecia una reducción del PBI agrícola en -9.4%, debido a una menor
producción de la papa, arroz, café, entre otros. La recuperación observada en el sector agropecuario durante el
cuarto trimestre (6.0%), se explica por una mayor producción de carne de ave y huevos.
El sector pesca ha sido el más afectado por el Fenómeno "El Niño", mientras que en el segundo y tercer
trimestre el PBI del sector creció en 23.3% y 16.3% respectivamente, en el cuarto trimestre se aprecia una
reducción drástica: -50.4%, debido principalmente a la escasez de anchoveta y otras especies utilizadas en la
industria de harina de pescado.
El sector manufactura registró un incremento de 6.5% en 1997. Dentro de sus subsectores, la producción
de las ramas procesadoras de recursos primarios creció en 14.3%, -16.2% y -30.7% en los últimos tres meses del
año respectivamente, como consecuencia de la menor producción de harina de pescado (-86.9%) en diciembre de
1997 respecto al mismo periodo del año anterior. El resto de la industria alcanzó un crecimiento de 8.7%,
sustentado en el crecimiento de farmacéuticos de uso humano (25.0%), bebidas gaseosas (24.3%) y maquinaria y
equipo (23.9%).
5
PRECIOS
Durante 1997 continuó la tendencia decreciente de la inflación, de 11.8% anual registrado en 1996 a 6.5%
anualizado en diciembre de 1997 (véase el gráfico 1). Sin embargo, el Fenómeno "El Niño" se ha encargado de
revertir esta tendencia, la inflación mensual nuevamente ha superado el 1% durante el primer trimestre de 1998.
Gráfico No. 1
INFLACIÓN
(Serie mensual anualizada en porcentajes)
6.0
7.0
8.0
9.0
10.0
11.0
12.0
ene-96
mar-96
may-96
jul-96
sep-96
nov-96
ene-97
mar-97
may-97
jul-97
sep-97
nov-97
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
SECTOR EXTERNO
Reservas internacionales netas
Durante 1997, las reservas internacionales netas del Banco Central de Reserva del Perú (BCRP)
aumentaron en US$ 1,635 millones (véase el gráfico 2), debido al superávit de US$ 5,647 millones de la cuenta
financiera que compensó el déficit de US$ 3,415 millones en la cuenta corriente. Así, las reservas internacionales
del BCRP se situaron en US$ 10,169 millones en diciembre de 1997 y la posición de cambio superó los US$ 2,000
millones.
Gráfico No. 2
RESERVAS INTERNACIONALES NETAS DEL BCRP
(Millones de US dólares)
531
1304
2001
2742
5718
6641
8540
10169
0
2000
4000
6000
8000
10000
12000
14000
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
6
Balanza de pagos
El déficit en cuenta corriente disminuyó 5.2% (US$ 190 millones) en 1997, básicamente por la reducción
del déficit de la balanza comercial (-9.3%) y de la renta de factores (-4.8%) por segundo año consecutivo (véase el
cuadro 3). Así, el déficit se redujo a 5.3% del PBI. Por otro lado, la cuenta financiera aumentó significativamente
(53.1%), a pesar de la reducción de la cuenta financiera del sector privado (-33.3%), debido a la menor inversión
directa por privatización.
Se debe resaltar que, a diferencia de años anteriores, el superávit en la cuenta financiera fue consecuencia
del aumento de los préstamos del sector público y el mayor flujo de capitales de corto plazo: US$ 1,208 millones y
US$ 2,126 millones, respectivamente. En parte, esto se explicaría por el mayor acceso del gobierno a préstamos
internacionales al inicio del año (para concretar el plan Brady) y, en menor medida, por préstamos contratados a fin
de año para enfrentar los problemas derivados del clima. Por otro lado, el mayor endeudamiento de las instituciones
bancarias (ver la subsección financiera) y del Banco de la Nación (nuevamente para cumplir el Plan Brady), hacia
fines de año, generó un mayor flujo de capitales de corto plazo.
Cuadro 3
BALANZA DE PAGOS
(millones de US$)
1996
1997
II
III
IV
Total
I
II
III
IV
Total
I. BALANZA CUENTA CORRIENTE
-1,078
-868
-1,005
-3,605
-654
-685
-902
-1,174
-3,415
1. Balanza comercial
-551
-546
-538
-2,000
-328
-295
-534
-658
-1,815
a. Exportaciones
1,459
1494
1,517
5,897
1,602
1,842
1,750
1558
6,754
b. Importaciones
-2,010
-2,040
-2,055
-7,897
-1,930
-2,137
-2,284
-2,216
-8,568
2. Servicios
-200
-159
-178
-680
-180
-178
-178
-203
-739
a. Exportaciones
306
358
372
1,371
371
389
436
422
1,618
b. Importaciones
-506
-518
-550
-2,050
-550
-567
-613
-626
-2,357
3. Renta de factores
-483
-323
-462
-1,573
-302
-369
-366
-460
-1,497
a. Público
-167
-171
-177
-677
-210
-225
-263
-302
-1,000
b. Privado
-315
-153
-285
-896
-92
-144
-104
-158
-498
4. Transferencias corrientes
155
160
174
647
155
157
176
147
636
II. CUENTA FINANCIERA
930
1,562
748
3,689
2,196
1,103
797
1551
5,647
1. Sector privado
716
2,148
700
4,130
748
835
507
663
2,753
2. Sector público
-117
-170
-134
-414
745
-60
-18
127
794
3. Capitales de corto plazo
331
-416
182
-27
703
328
308
761
2,099
III. FINANCIAMIENTO EXCEPCIONAL
317
118
335
922
-1,208
164
63
152
-829
1. Brady
0
0
0
0
4,873
0
0
0
4,873
2. Refinanciación
248
73
250
586
52
164
57
158
431
3. Condonación de deuda externa
0
11
0
60
0
0
6
0
6
4. Atrasos netos
69
34
85
276
-6,133
0
0
-6
-6,139
IV. FLUJO DE RESERVAS NETAS DEL
BRCP
-389
-1,274
-65
-1,877
-609
-514
-85
-427
-1,635
V. ERRORES Y OMISIONES NETOS
221
462
-13
872
275
-69
127
-101
233
NOTA:
Inversión directa por privatización
17
1,464
193
1,688
5
12
5
122
143
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
7
La balanza comercial fue de US$ -3,415 millones, con lo que disminuyó su déficit en US$ 190 millones. Esta
reducción se explica por el agresivo crecimiento de las exportaciones no tradicionales (28.0%), por el incremento en
las exportaciones tradicionales (10.1%) y por el menor ritmo de crecimiento en las importaciones (8.5%). Como se
aprecia en el gráfico 3, durante 1997 continuó la leve tendencia hacia el cierre de la brecha comercial iniciada en
1995.
Gráfico No. 3
Balanza comercial, 1990 - 1997
(Millones de dólares)
-2500
-2000
-1500
-1000
-500
0
500
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
Respecto de las exportaciones, su crecimiento durante los tres primeros trimestres del año 1997 refleja, en
primer lugar, la enorme expansión de las exportaciones pesqueras y, en segundo lugar, el incremento de las
exportaciones de algunos minerales. En el año en análisis, los volúmenes exportados de harina y aceite de
pescado crecieron en 23.3% y 28.6%, los de cobre y zinc en 3.63% y 8.3%, respectivamente; y los de petróleo
crudo y derivados en 19.9%, siempre con relación al mismo periodo del año anterior.
Sin embargo, en el cuarto trimestre de 1997 se aprecia una caída en el total de las exportaciones, producto
de una reducción de -1.6% en las exportaciones tradicionales (véase el gráfico 4), debido al efecto de la crisis
asiática en las cotizaciones de cobre, oro y zinc; y del Fenómeno "El Niño" sobre la producción pesquera.
Gráfico 4
EXPORTACIONES TRADICIONALES Y NO TRADICIONALES
(millones de US$)
0
200
400
600
800
1,000
1,200
1,400
mar-96
jun-96
sep-96
dic-96
mar-97
jun-97
sep-97
dic-97
Tradicional
No tradicional
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
8
Con relación a las importaciones, dado el incremento del nivel de actividad económica, éstas crecieron
menos de lo esperado. Durante el año, las importaciones totales se elevaron en un 8.5% anual, destacando el
incremento de las importaciones de capital para la industria (17.7%) y de la importación de bienes de consumo
(3.4%). Por el contrario, la importación de los principales alimentos como arroz, azúcar, maíz y trigo, sufrieron una
contracción (-15%).
SECTOR FISCAL
Evolución de los ingresos fiscales
Según datos del Banco Central de Reserva (BCR), la presión tributaria en 1997 ascendió a 12.0% del PBI,
manteniendo el mismo nivel que en 1996. Si bien los ingresos corrientes como porcentaje del PBI disminuyeron
ligeramente respecto del año anterior, la estructura de los ingresos tributarios no sufrió una modificación
significativa, siendo lo más saltante la reducción en la participación de los impuestos a las importaciones e impuesto
a la renta, y el aumento del impuesto general a las ventas y documentos valorados (véase el gráfico 5).
Gráfico 5
DISTRIBUCIÓN DE LOS INGRESOS TRIBUTARIOS
23%
28%
27%
12%
13%
12%
11%
48%
49%
47%
49%
19%
16%
15%
16%
21%
4%
4%
3%
4%
4%
5%
5%
7%
0%
20%
40%
60%
80%
100%
1994
1995
1996
1997
Renta y patrimonio
Importaciones
IGV
ISC
Otros
Doc.val.
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
Evolución de los gastos fiscales
Durante 1997, los gastos corrientes disminuyeron ligeramente respecto del año anterior, por una reducción
de los gastos en bienes y servicios y en el pago de intereses por concepto de deuda. Mientras que los gastos en
bienes y servicios representaron en los primeros trimestres el 2.5%, 2.1% y 2.3% del PBI respectivamente, en
periodos similares de 1996 representaron el 2.7%, 3.0% y 2.8%. Con relación al pago de intereses en el año 1997,
el pago por la deuda interna se mantuvo en niveles similares al año pasado, mientras que el pago por deuda
externa disminuyó de 2.1% del PBI en 1996 a 1.5% del PBI en 1997.
Los gastos de capital representaron el 3.2% del PBI, cifra similar a la obtenida en el año anterior. Cabe
9
destacar que durante los primeros trimestres, la tendencia a la reducción del gasto de capital se mantuvo, aunque
en el cuarto trimestre se aprecia un aumento equivalente a 4.7% del PBI. Este incremento en los egresos estuvo
asociado a los mayores recursos destinados a la formación bruta de capital, que representó el 3.6% del PBI,
especialmente a las obras de prevención por el Fenómeno "El Niño".
En cuanto a la distribución porcentual, cabe destacar la disminución de la participación de los gastos en
bienes y servicios y gastos financieros, y el incremento de las transferencias (véase el gráfico 6).
Gráfico 6
DISTRIBUCIÓN DE LOS GASTOS DEL GOBIERNO
20.6%
21.1%
21.1%
22.9%
12.7%
15.6%
19.4%
17.4%
23.1%
23.8%
25.3%
27.9%
20.2%
18.0%
13.8%
10.8%
23.4%
21.5%
20.4%
21.0%
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
90%
100%
1994
1995
1996
1997
Remuneraciones
Bienes y servicios
Transferencias
Gastos financieros
Gastos de capital
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
Resultado económico
El resultado económico del sector público no financiero sin ingresos de capital fue -1.1% del PBI en 1996 y
-0.1% del PBI en 1997; mientras que el resultado económico del gobierno central sin ingresos de capital fue -1.5% y
-0.8% del PBI en 1996 y 1997, respectivamente.
Igual que en el año anterior, tanto el gobierno central como el sector público no financiero han mostrado un
déficit a lo largo del año 1997. Sin embargo, mientras que en los dos primeros trimestres del año, el sector blico
no financiero (excluyendo los ingresos de capital) generó un superávit equivalente a 2.3% y 2.6% del PBI
respectivamente; en el último trimestre generó un déficit de -4.4% del PBI.
De la misma manera, el gobierno central (excluyendo ingresos de capital) generó un superávit equivalente
a 0.8% y 1.7% en los dos primeros trimestre del año; sin embargo, en el último trimestre tuvo un déficit de -4.3% del
PBI. Al parecer, ya se es evidenciando un incremento del gasto de capital público como consecuencia de "El
Niño".
10
SECTOR MONETARIO
Emisión y multiplicador bancario
Durante 1997, la emisión primaria se incrementó en S/. 765 millones, lo que significó un aumento de 19%
en la emisión total, muy superior al 9% observado en 1996. Como se aprecia en el cuadro 4, este incremento
obedece principalmente a fuentes de origen externo. De alguna manera, este resultado refleja que la política
monetaria se ha acomodado al mayor ritmo de crecimiento de la economía en 1997.
Cuadro 4
FUENTES DE VARIACIÓN DE LA EMISIÓN PRIMARIA 1/
(flujos mensuales en millones de nuevos soles)
1996
1997
I
II
III
IV
I
II
III
IV
Total
EMISION PRIMARIA
-251
-19
157
449
2
-193
269
688
765
I. Origen externo
73
-45
79
43
35
829
365
209
1,438
a. Compras netas en mesa
611
829
940
654
750
1513
1074
402
3,739
b. Deuda pública externa
-534
-874
-447
-77
-718
-686
-711
-215
-2,330
c. Otros
-4
0
-414
-534
-110
-127
-98
-39
-371
II. Origen interno
-323
26
78
407
-33
-1,023
-96
480
-673
a. Sector financiero
-4
22
-22
107
-107
0
0
0
-106
b. Crédito al sector público,
privado y Banco de la Nación
0
0
0
0
0
0
0
0
0
c. Valores del BCRP
-364
307
37
379
81
-150
-490
-5
-564
d. Depósitos estéril. del sector
financiero
0
0
0
0
0
0
0
0
0
e. Depósitos del sector público
y Banco de la Nación
13
-341
14
-113
-41
-899
336
387
-218
f. Otros
33
38
48
35
33
27
58
98
215
1/ Variación respecto del mismo periodo del año anterior.
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
Durante el segundo y tercer trimestre, la compra neta de divisas por parte del BCRP ascendió a S/. 1,513 y
S/. 1,074 millones, representando una intervención mensual de S/. 504 y S/. 358 millones de soles,
respectivamente. A pesar del incremento en la emisión por origen externo, ésta se vio compensada por la reducción
en la emisión por factores de origen interno, especialmente por la venta de valores del BCRP: S/. 150 y S/. 490
millones en el segundo y tercer trimestre del año, respectivamente.
En el cuarto trimestre de 1997, la reducción de la emisión primaria de origen externo a S/. 209 millones, se
explica por una menor compra neta de divisas por parte del BCRP (S/. 402 millones) y una disminución en la deuda
pública externa (S/. 156 millones).
Por otro lado, el multiplicador bancario aumentó ligeramente, pasando de 2.67 en enero a 2.72 en
diciembre, como consecuencia de la caída continua en la preferencia por circulante por parte del público y la
reducción de la tasa media de encaje implícita (fluctuó entre 12% y 9% en el año).
11
Liquidez y dolarización
La liquidez nominal del sistema bancario aumentó en 19% durante 1997. El cuadro 5 muestra la evolución
de la liquidez total y de sus componentes.
Cuadro 5
CUENTAS MONETARIAS DEL SISTEMA BANCARIO
(millones de nuevos soles)
1996
1997
II
III
IV
I
II
III
IV
I. Reservas internacionales netas 1/
6,777
7,085
8,720
8,862
8,576
8,605
8,438
8,239
II. Endeudamiento neto exterior de largo plazo
-325
-469
-523
-391
-471
-361
-414
-473
III. Crédito interno neto
9,150
10,292
7,689
8,727
10,328
11,371
13,079
14,399
IV. Liquidez sistema bancario
24,751
27,110
29,052
31,376
32,584
33,814
35,026
35,641
a. Moneda nacional
9,352
9,516
10,316
10,540
10,744
11,728
12,294
b. Moneda extranjera1/
7,278
7,783
8,100
8,319
8,705
8,792
8,839
1/ En millones de US$.
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
Con relación a la liquidez en moneda nacional, en los primeros trimestres del año aumentó en 2.17% y
1.93% respecto al trimestre anterior, mientras que la liquidez en moneda extranjera aumentó en 2.70% y 4.64%,
respectivamente. Así, el ratio de liquidez en moneda extranjera se mantuvo entre 68% y 69%. Sin embargo, a partir
del tercer trimestre se revierte la tendencia: aumentó la liquidez en moneda nacional en 9.16% respecto del
trimestre anterior y la liquidez en moneda extranjera disminuyó en 0.99%. Asimismo, en el cuarto trimestre, la
liquidez en moneda nacional se incrementó en S/. 566 millones, es decir en 4.83%, mientras que la liquidez en
moneda extranjera sólo lo hizo en 0.54%. Este comportamiento redujo la dolarización de la economía, la cual se
había incrementado durante 1996, aunque sigue siendo todavía mayor a la observada a fines de 1995 (véase el
gráfico 7).
Gráfico No. 7
GRADO DE DOLARIZACIÓN
(Liquidez ME / liquidez total)
0.60
0.62
0.64
0.66
0.68
0.70
ene-96
mar-96
may-96
jul-96
sep-96
nov-96
ene-97
mar-97
may-97
jul-97
sep-97
nov-97
En Porcentajes
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
El crédito bancario al sector privado se incrementó en 32% durante 1997, a un ritmo inferior al de 1995
(43.6%) y 1996 (47.8%). Como era de esperarse, dados los niveles de dolarización, la mayor parte de la expansión
del crédito fue en moneda extranjera. En el siguiente acápite se mostrará que este resultado se explica, en parte,
por un mayor endeudamiento del sector bancario en el exterior.
12
Reservas internacionales
A partir de marzo de 1997, las reservas internacionales del resto del sistema bancario (excluyendo al BCR)
se han deteriorado significativamente (véase el gráfico 8). Mientras que en enero de 1997 eran positivas en US$
236 millones, a fines de año fueron US$ -2,206 millones. Esta reducción se explicaría por el aumento de los
préstamos en el exterior efectuados por los bancos nacionales, con recursos captados en el país. De hecho, por un
lado, los pasivos de las empresas bancarias con el exterior se han incrementado en 97.2% durante 1997, mientras
que los depósitos en moneda extranjera, que crecieron en 30% durante 1996, sólo lo han hecho en 8% durante
1997. Gracias a este mecanismo, los bancos pueden prestar a sus usuarios sin retener el encaje bancario de 45%
sobre sus depósitos.
Gráfico No. 8
RESERVAS INTERNACIONALES NETAS DEL SISTEMA BANCARIO
(Millones de USlares)
-2000
-500
1000
2500
4000
5500
7000
8500
10000
may-95
jul-95
sep-95
nov-95
ene-96
mar-96
may-96
jul-96
sep-96
nov-96
ene-97
mar-97
may-97
jul-97
sep-97
nov-97
BCRP
Resto del sistema
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
En la práctica, los bancos estarían burlando el encaje bancario en moneda extranjera. Se puede pensar
que esta conducta puede generar problemas de liquidez bancaria, razón por la cual es importante evaluar cuál es el
"encaje efectivo" resultante de estas operaciones. La tasa de encaje ponderada de los depósitos sujetos a encaje y
el total de pasivos internacionales en moneda extranjera se encuentra entre 30%-35%, y se observa que los bancos
más endeudados con el exterior tienen un ratio de "encaje efectivo" más elevado. La Superintendencia de Banca y
Seguros (SBS) está controlando la situación de liquidez de los bancos, para evitar que esta conducta genere
situaciones de iliquidez en alguna institución del sistema.
Es necesario recordar que los bancos tienen otros tipos de activos líquidos además del encaje, como los
bonos del BCRP, con los cuales pueden resolver cualquier problema de liquidez. Al parecer, desde la óptica
microeconómica, un encaje de 35% sigue prestando solidez al sistema y, en todo caso, habría que "monitorear" su
comportamiento con el fin de prevenir su deterioro. Sin embargo, en el frente macroeconómico, el no pago del
encaje legal requerido lleva a un incremento en la oferta de dólares, lo cual deprime el tipo de cambio. Al parecer,
esta tendencia se ha desacelerado por "El Niño". Asimismo, el ritmo de incremento de los pasivos internacionales
del sistema bancario se viene reduciendo durante 1998.
Las reservas internacionales del BCR han variado en US$ 1,628 millones en 1997, debido a la compra en
mesa de negociación de un monto de US$ 1,410 millones y a la disminución de los depósitos del sistema financiero
y privado en US$ 141 millones (véase el cuadro 6).
13
Cuadro 6
VARIACIÓN DE LAS RESERVAS INTERNACIONALES NETAS DEL BCRP
(millones de US$)
1996
1997
I
II
III
IV
I
II
III
IV
Total
Variación de RIN
178
388
1,275
58
632
501
95
400
1,628
I. Con efecto en emisión
31
-20
33
16
14
312
138
79
543
a. Compras netas en mesa
260
345
383
254
285
569
406
150
1,410
b. Deuda externa
-227
-365
-180
-30
-230
-210
-230
-57
-727
c. Otros
-2
0
-169
-207
-42
-47
-37
-14
-139
II. Sin efecto en emisión
147
409
1242
42
618
189
-44
321
1,084
a. Depósitos del sistema financiero
y sector privado
503
28
474
-47
-116
108
-191
340
141
b. Depósitos al sector público
-394
385
760
73
757
53
145
-29
926
c. Crédito a empresas bancarias y
Banco de la Nación
0
0
0
0
0
0
0
0
0
d. Por valuación
5
-20
-3
-13
-36
-11
-6
-52
-105
e. Intereses ganados
100
97
102
108
111
137
132
148
527
f. Intereses pagados
-82
-74
-92
-103
-93
-92
-108
-117
-409
g. Otras operaciones netas
15
-6
1
24
-5
-7
-16
31
5
Fuente: Banco Central de Reserva del Perú.
APUNTES SOBRE LOS DETERMINANTES DE LA POLÍTICA CAMBIARIA1
La política cambiaria tiene, por lo menos, dos componentes importantes: la selección del régimen
cambiario y el grado de desalineamiento (atraso o adelanto) del tipo de cambio real (TCR).
La discusión sobre el tipo de cambio en el caso peruano se ha concentrado básicamente en su nivel de
desalineamiento y, de alguna manera, en su impacto sobre otras variables macroeconómicas como la inflación y la
balanza de pagos. Sin embargo, muy poco se ha hecho para tratar de entender las razones que explican porqué un
gobierno adopta un determinado régimen cambiario o persigue un nivel de adelanto o atraso cambiario. El análisis
de las políticas cambiarias en Latinoamérica, durante los últimos años, reflejaría que dichas políticas no pueden ser
explicadas sobre la base de razones puramente macroeconómicas. Bajo esta reducida óptica, una buena parte de
la política cambiaria sería totalmente irracional. Ciertamente, deben existir otras razones, tan o más importantes,
que aquellas de pura eficiencia macroeconómica, que expliquen la adopción de uno u otro régimen.
ELECCIÓN DEL RÉGIMEN CAMBIARIO
En Perú es importante iniciar un análisis de la política cambiaria que apunte a entender el conjunto de
razones que la explican. A continuación se hace un primer intento, muy preliminar en esta línea de trabajo, que
esperamos contribuya a enriquecer el debate y llegar a un mejor entendimiento de la política cambiaria peruana.
Para ello se sugieren algunas potenciales variables explicativas, que podrían ayudar a comprender la política
cambiaria.
1 Los resultados de esta sección son parte del proyecto "La economía política de la política cambiaria en Latinoamérica", financiado por el
BID como parte de los proyectos de investigación de la red de centros, elaborado por Piero Ghezzi y Alberto Pascó-Font con la asistencia
de Virgilio Galdo.
14
La estructura de la economía
En la teoría se asume que para países de inflación moderada, la elección entre un tipo de cambio fijo y uno
flotante está asociada a un dilema entre la flexibilidad para enfrentar shocks imprevistos y de volatilidad del tipo de
cambio. En un régimen de tipo de cambio nominal fijo, el TCR es menos volátil, con todas las ventajas que eso
tiene sobre la inversión. Sin embargo, la autoridad macroeconómica pierde al tipo de cambio como un instrumento
para reaccionar ante shocks reales imprevistos. De otro lado, en un sistema de tipo de cambio nominal flotante, la
autoridad monetaria tiene mayor flexibilidad para enfrentar shocks reales, pero existe una mayor volatilidad del
TCR2. Sobre la base de esta discusión, la selección de un tipo de cambio fijo o uno flotante dependerá de factores
como, por ejemplo:
- El grado de movilidad de los factores (especialmente capital) en la economía, lo que reduce la
independencia de la política monetaria para enfrentar shocks reales.
- El grado de vulnerabilidad de la economía a shocks externos, como fluctuaciones en los precios
internacionales o movimientos en las tasas de interés.
- El grado de diversificación de las exportaciones, que de alguna manera reduce el impacto de los shocks de
precios internacionales.
- La estructura del sistema financiero, en particular, del grado de dolarización o indexación de los contratos
financieros.
Sin embargo, esta relación entre volatilidad y flexibilidad observada en países de inflación baja o
moderada, se pierde en países de mayor inflación. En ellos parece no haber relación entre el tipo de cambio flotante
y una mayor volatilidad del TCR. Usualmente, en economías de alta inflación existen mecanismos de indexación
que ocasionan que las mayores fluctuaciones del tipo de cambio nominal no se traduzcan en mayores cambios del
TCR3. En este caso, no es claro que el objetivo de fijar el tipo de cambio es reducir la incertidumbre. Al parecer, en
países como Perú, la selección del régimen cambiario está más asociada a problemas de credibilidad, relacionados
con combatir las presiones inflacionarias y garantizar la competitividad externa. En situaciones de alta inflación se
tiende a fijar el tipo de cambio nominal, como una forma de reducir las expectativas inflacionarias o de darle mayor
credibilidad a la política monetaria. Cuando se vincula una moneda a otra de un país con menor inflación, la idea es
reducir la inflación interna. Países con menor credibilidad serían más proclives a fijar el tipo de cambio.
Lamentablemente, en la práctica es muy difícil operacionalizar una variable como la credibilidad.
Una fijación del tipo de cambio usualmente deviene en problemas de deterioro de la balanza de pagos,
siendo necesario flexibilizar el tipo de cambio. De hecho, dado que en Perú, así como en el resto de América Latina,
la inflación doméstica ha sido mayor a la internacional, un tipo de cambio fijo está asociado a un deterioro en el
TCR.
Grupos de interés
La política cambiaria (tanto el grado de fijación del tipo de cambio como el nivel del TCR) tiene efectos
diferenciados sobre los grupos de interés, especialmente por sus efectos redistributivos. Se puede suponer que
aquellos grupos involcurados en transacciones financieras y comerciales internacionales, preferirán un tipo de
cambio fijo para incrementar la certidumbre de sus operaciones. Del otro lado, productores de bienes y servicios no
transables pueden considerar más valioso que el gobierno retenga cierta discresionalidad (por ejemplo, a través de
la política monetaria) antes que mantener un tipo de cambio fijo.
2 Ver Obstfeld (1997).
3 Ver Bufman, Gil y Leonardo Leiderman, Searching for Nominal Anchors in Shock-Prone Economies in the 1990s: Inflation Targets and
Exchange Rate Bands”, documento presentado en la Sixth Annual Meeting of the International Forum on Latin American Perspectives,
1995.
15
En lo que respecta al nivel del TCR, se esperaría que los grupos vinculados a actividades que producen
bienes transables estén inclinados por un tipo de cambio más depreciado, mientras que aquellos vinculados a
actividades no transables prefieran un tipo de cambio apreciado. Desde este punto de vista, el proceso de
urbanización en el país podría generar presiones para un tipo de cambio más apreciado, dada la dependencia por
los alimentos importados. Esto a su vez, está en función de qué tan dependientes sean los costos (insumos o
financieros) del tipo de cambio. Si éstos son sustanciales, los beneficios de una devaluación son menores.
Adicionalmente, dentro del sector transable, los exportadores podrían diferir de los importadores, dependiendo de
otras variables como la existencia de subsidios a la exportación o el nivel arancelario.
Finalmente, la política fiscal (por variables como endeudamiento externo o sensibilidad de los ingresos
tributarios al tipo de cambio) también puede condicionar la adopción de la política cambiaria.
Instituciones
El grado de fortaleza de las asociaciones gremiales es un factor institucional que condiciona la capacidad
de presión de estos grupos. Asociaciones de exportadores o industriales débiles y desorganizados tienen poca
capacidad para orientar la política macroeconómica. Las relaciones entre grupos económicos y su composición
también afecta su posición sobre el tipo de cambio.
El sistema electoral, la orientación del gobierno, el peso relativo de los diferentes partidos políticos, la
existencia de democracia o dictadura, entre otros, podrían ser factores que expliquen la adopción de un régimen
cambiario específico4.
Finalmente, el grado de independencia del BCR (la autoridad a cargo de manejar la política cambiaria) es
una variable muy importante.
Vinculación con otras políticas
En el contexto de una estrategia de sustitución de importaciones, los sectores que compiten con
importaciones pero que están básicamente orientados al mercado interno, presionarían por un tipo de cambio
apreciado si una gran parte de sus insumos son importados y existen niveles altos de protección. En un contexto de
tarifas bajas y uniformes, sus preferencias por el régimen cambiario podrían verse alteradas. Del mismo modo, la
existencia de mecanismos de apoyo a las exportaciones originaría que los exportadores presionen menos por un
tipo de cambio depreciado. El grado de apertura del flujo de capitales también influencia la opción cambiaria. Esto
indicaría que la orientación global de las políticas (especialmente de la política comercial) y su interrelación
condiciona la política cambiaria.
Adicionalmente a estas variables pueden haber otro tipo de explicaciones, por ejemplo, el peso de los
acuerdos comerciales regionales. Sin embargo, es difícil creer que dicha variable haya tenido un peso significativo
en la decisión de la política cambiaria peruana.
Con esta discusión en mente, antes que encontrar las causas que explican eventos específicos, se trata de
encontrar qué variables han explicado la elección del régimen cambiario en Perú durante los últimos cincuenta
años, con el fin de determinar si existen posibilidades de que sea alterado en el futuro cercano.
4 Ver Alesina, Alberto, “Politicals models of macroeconomic policy and fiscal reforms”, en S. Haggard y S. Webb (ed.), Voting for reform:
democracy , political liberalization, and economic adjustment, Oxford: Oxford University Press, 1994.
16
METODOLOGÍA Y DATA
Antes de presentar la metodología, es conveniente hacer una advertencia: existen serias limitaciones de
información estadística que no permiten aproximar de manera adecuada, las variables explicativas (delineadas en
la sección anterior) para los 46 años involucrados en nuestro análisis. Por ese motivo, muchas de las variables que
se usan terminan siendo reflejos imperfectos del real concepto que se quería captar, razón por la cual el análisis
que se presenta a continuación constituye una primera aproximación al tema y merecería un mayor refinamiento.
Aún así, existen algunas conclusiones o indicios que consideramos pueden ser de utilidad para el debate.
Con respecto de la variable régimen cambiario, existen diferentes clasificaciones posibles. La primera
aproximación es usar la clasificación propuesta por el Fondo Monetario Internacional (FMI), que agrupa en tres a los
regímenes cambiarios: i) monedas fijadas con respecto a una moneda o a una canasta de monedas; ii) monedas
cuya flexibilidad está limitada en términos de una simple moneda o a un grupo de monedas; y iii) flotación, ya sea
sucia o libre.
Sin embargo, esta clasificación no es útil para nuestro objetivo. La razón es que no distingue al interior del
segundo grupo entre aquellos sistemas donde el objetivo era el control inflacionario, de aquellos en que era lograr
un nivel deseable de tipo de cambio real.
En el caso peruano, la clasificación del régimen cambiario durante los últimos cincuenta años no es muy
sencilla, porque han existido periodos de mucha inestabilidad. El tipo de cambio en Perú fue flotante entre 1950 y
1958. En 1959, de facto, el tipo de cambio es fijado (aunque de jure, recién en 1961) y permanece bajo este
régimen hasta 1975. El periodo de 1976 a 1985 se puede subdividir en dos: i) un primer segmento, hasta 1980,
caracterizado por un gran desorden de la política cambiaria; y ii). el establecimiento de un sistema de
minidevaluaciones a partir de 1980, al principio muy lentas (para tratar de frenar la inflación) para acelerarse desde
1983 hasta julio de 1985. En esta última fecha, el tipo de cambio nuevamente es fijado y se mantiene como tal
hasta agosto de 1990, fecha desde la cual ha permanecido flotante.
Por tanto, proponemos la siguiente clasificación: i) monedas fijadas a una moneda o a un grupo de
monedas (1960-1975), ii) minidevaluaciones en función de información pasada (1978, 1979, 1983-1985), iii)
minidevaluación mirando el futuro (1980-1982), iv) flotación, incluyendo flotación sucia (1950-1959 ,1991-1996), v)
periodo de crisis (1976-1977, 1988-1990).
Como ya fue mencionado, la elección de un sistema cambiario revela preferencias sobre objetivos
fundamentales, principalmente entre el grado de inflación y el nivel de apreciación del TCR. El tipo de cambio ha
sido usado en Latinoamérica, y en particular en Perú, como un instrumento para luchar contra la inflación, teniendo
como costo una apreciación real. Y en otras ocasiones, para mejorar la competitividad, en cuyo caso el costo es un
nivel de inflación alto. Este es el trade-off que se presenta en la política cambiaria.
Para ilustrar este punto, el cuadro 7 muestra los niveles promedio de inflación y tipo de cambio real para
los diferentes regímenes cambiarios. No es sorprendente apreciar que un tipo de cambio fijo está asociado tanto a
un bajo nivel de inflación como a un tipo de cambio real más apreciado; mientras que los periodos de
minidevaluaciones realizadas de acuerdo con información pasada, están asociados con una inflación alta
(excluyendo los periodos de crisis) y un tipo de cambio real más depreciado. Obviamente, hay otras variables que
afectan el nivel de inflación o el tipo de cambio real. Sin embargo, consideramos que los resultados son
interesantes.
17
Cuadro 7
RÉGIMEN CAMBIARIO, INFLACIÓN Y EL TIPO DE CAMBIO REAL
Régimen 1/
Inflación
Tipo de cambio real
0
18.5%
93.03
1
2,500.0%
122.12
2
67.8%
108.53
3
107.0%
136.59
4
25.2%
104.27
1/ 0: fijo, 1: crisis, 2: minidevaluaciones mirando el futuro, 3: minidevaluaciones basadas en
información pasada y 4: flotante.
La presencia de un orden existente en el nivel del tipo de cambio real asociado a determinado régimen
cambiario, sugiere una estimación ordenada5. Dada la pequeña muestra, agruparemos los regímenes 0 y 2 y
reclasificaremos los regímenes en el siguiente orden: régimen 0: fijo y minidevaluaciones mirando el futuro; régimen
1: flotación pura e intervenida; régimen 2: crisis; y régimen 3: minidevaluaciones basadas en información pasada.
Pensamos que el tipo de cambio afecta al sector de manufacturas a través de dos canales: primero, afecta
el precio de los insumos importados industriales; y segundo, por la competencia con productos foráneos, afecta el
precio del bien final. Como consecuencia, cuando la economía escerrada (por las altas tarifas o restricciones
comerciales cuantitativas), el sector manufacturero se beneficiará con un tipo de cambio más apreciado y se
mostrará a favor de un régimen cambiario fijo o minidevaluaciones mirando el futuro. Por otro lado, cuando las
tarifas son bajas y no hay restricciones cuantitativas, el efecto del tipo de cambio sobre los beneficios no se conoce
a priori. El resultado del modelo logit ordenado se puede apreciar en el cuadro 8.
Cuadro 8
EXPLICANDO LA ELECCIÓN DEL RÉGIMEN CAMBIARIO
Variable dependiente: Régimen cambiario
Número de observaciones: 46
Log Likelihood: -41.11
Chi2 (5) : 28.70 Prob. > chi2 : 0.00000
Variables explicativas
Coeficientes
Z-ratio
INF20
-2.893
-2.707
MANUF(-1)
-33.146
-1.921
MANPROH(-1)
11.544
2.552
XNMIN(-1)
-5.905
-0.364
XMIN(-1)
-37.996
-1.384
INF20 es una variable dummy que toma el valor 1 si la inflación es menor a 20% y 0 en cualquier otro
caso; XMIN(-1) y XNMIN(-1) son los valores rezagados de las proporciones de exportaciones mineras y no mineras
sobre el PBI, respectivamente.
MANUF(-1) es el PBI manufacturero destinado al mercado interno como porcentaje del PBI total, rezagado
un periodo. MANPROH(-1) resulta de multiplicar la variable previa por una variable dummy, que toma el valor 1
cuando las tarifas están por debajo de 30%. Entonces, MANPROH(-1) es igual a MANUF(-1) cuando las tarifas son
menores a 30% y 0 en cualquier otro caso. El objetivo de esta variable es capturar la idea que en un periodo de
poca protección, no queda claro cuál es la preferencia del sector manufacturero con respecto al régimen cambiario
y el nivel del tipo de cambio.
5 Ver Greene, W., Econometric Analysis, New York: Prentice Hall, 1997.
18
Tenemos que ser cuidadosos al interpretar los coeficientes de la regresión ordenada. En particular, el
efecto del incremento de las variables explicativas sobre la probabilidad de un determinado régimen cambiario no
viene dado por el signo de los coeficientes obtenidos. Sólo después de un complejo cálculo, tal efecto puede ser
determinado. Sin embargo, el signo del efecto de un cambio en las variables explicativas sobre la probabilidad de
las dos últimas opciones ordenadas, es determinado por el signo de los coeficientes.
En efecto, el signo de la dummy inflación sobre el régimen cambiario es el esperado: un incremento en la
inflación reduce la probabilidad de tener un tipo de cambio fijo. Asimismo, el signo del sector manufacturero es el
esperado y es significativo: para altos niveles tarifarios dicho sector estará a favor de un sistema cambiario fijo;
mientras que para niveles tarifarios bajos, la preferencia es ambigua.
El sector exportador, ya sea minero o el resto, presenta coeficientes no significativos. Las explicaciones
pueden ser dos: primero, la variable proxy que mide el poder del sector exportador captura pobremente su
importancia en el PBI. Es posible que el grado de cohesión de los exportadores no sea capturado por tal variable.
Segundo, este sector puede no estar interesado en el sistema cambiario si es compensado a través de otros
mecanismos.
Además, encontramos que otras variables como el grado de urbanización, la inestabilidad política o la
orientación del gobierno, no son importantes para explicar el régimen cambiario. En el primer caso, es posible que
el efecto de la urbanización sea capturado por la importancia del sector industrial en el PBI. En el segundo caso, el
número de huelgas puede no ser una buena proxy de la inestabilidad política.
Las variables que miden el porcentaje de países en el mundo con tipos de cambio fijo o cuasi-fijos (y que
no se reportaron) también resultaron no significativas estadísticamente. Deberíamos esperar que si este número
decrece, la probabilidad de escoger un sistema cambiario rígido cae. La no significancia no es sorprendente, ya que
en varios años, Perú implementó políticas cambiarias diferentes a las que realizaba la mayoría de países.
TIPO DE CAMBIO REAL
La segunda línea de la investigación trata de explicar el nivel del tipo de cambio real. Tenemos
conocimiento que el gobierno puede afectar el nivel del tipo de cambio al menos en el corto plazo, aunque éste
retorna a su valor de equilibrio en el largo plazo.
El tipo de cambio real será afectado por variables fundamentales y no fundamentales. Entre las variables
fundamentales tenemos: los términos de intercambio, el índice de apertura, una medida de productividad, el flujo de
capitales de largo plazo. Cambios en estas variables afectan el tipo de cambio real, a través de cambios en el tipo
de cambio de equilibrio, sin reflejar necesariamente un objetivo explícito del gobierno.
La teoría es clara con respecto a los efectos de los cambios en las variables fundamentales6. Una mejora
en los términos de intercambio, como resultado de un incremento en la demanda por productos doméstico o de una
reducción en la oferta relativa de producto doméstico, aprecia el TCR. Un incremento en la productividad doméstica
relativa al resto del mundo también apreciará el TCR, como resultado del efecto Balassa-Samuelson. Un
incremento en el flujo de capitales aumenta la demanda por producto doméstico y resulta en una apreciación del
TCR. Finalmente, una reducción en los niveles de tarifas disminuye la demanda por producto doméstico y resulta en
una depreciación del TCR. Además, hay otras variables no fundamentales que afectan el nivel del TCR. Esas
variables son similares a las utilizadas en el logit ordenado.
6 Ver Edwards, Sebastian, Real Exchange Rates, Devaluation and Adjustment, Cambridge, MA: The MIT Press, 1989 y Williamson (1995).
19
Estimaremos el siguiente modelo:
LnTCR = XF
F + XNF
NF +
(1)
donde XF y XNF representan las variables fundamentales y las no fundamentales, respectivamente; y
es un
término de error, probablemente autocorrelacionado.
La ecuación (1) no sólo se puede estimar directamente, sino también de una manera alternativa. Esta
última consta de dos pasos: primero, se calcula el grado de desalineamiento del TCR respecto del equilibrio; y
segundo, se explica este grado de desalineamiento como una función de variables políticas o institucionales que
reflejen acción gubernamental. El nivel de desalineamiento sería el término de error en la regresión del TCR,
explicado únicamente por las variables fundamentales. Entonces, lo que estimamos con este procedimiento es:
LnTCR - XF
F = XNF
NF +
Esto sería equivalente a estimar la ecuación (1) si los regresores XF y XNF fueran ortogonales, lo cual no es
necesariamente cierto.
Para estimar la ecuación (1) necesitamos determinar si las series son estacionarias o no. Las pruebas
existentes para determinar si las series tienen raíz unitaria o no son de bajo poder para muestras pequeñas y, a
menudo, fallan en rechazar la hipótesis de raíz unitaria. La literatura existente encuentra que el TCR converge a su
tendencia de largo plazo. Por ejemplo, Frankel y Rose7, usando un panel para 150 países, encontraron que el
tiempo promedio de desviación del TCR con respecto a su PPP es aproximadamente cuatro años y medio. Otros
estudios son consistentes con esa estimación.
Esto sugiere que los tipos de cambio son estacionarios en tendencia y, por tanto, podemos usar técnicas
econométricas de estimación más tradicionales. En esta perspectiva, asumimos que las variables son estacionarias
y usamos GLS (dada la presencia de autocorrelación en el término de error) para estimar la ecuación (1). Los
resultados se aprecian en el cuadro 9.
7 Frankel, J y Rose, "A Panel Project on Purchasing Power Parity: Mean reversion Within and between countries", en Journal of International
Economics, vol. 40, Amsterdam: Elsevier Science B.V., 1995, pp. 209-224.
20
Cuadro 9
ESTIMACIÓN DEL TIPO DE CAMBIO REAL
Variable dependiente : Logaritmo natural del TCR
Número de observaciones: 45 (1950-1996)
R2 : 0.3633 R2 (original): 0.644
F(6, 38): 3.61 D.W.(original): 0.892
Prob. > F: 0.006 D.W.(transformado): 1.661
Variables explicativas
Coeficientes
t-ratio
MANUF(-1)
-3.675
-2.072
CPBI
-2.808
-2.573
PRODUC
-0.934
-3.127
MANPROH(-1)
0.513
2.071
XNMIN(-1)
-0.665
-0.527
XMIN(-1)
-0.183
-0.011
CONSTANT
5.450
12.347
RHO
0.759
7.490
Recordemos que la derivada de un incremento en la importancia del sector manufacturero es
3 +
4 d;
donde d es una variable dummy que toma el valor 1 si las tarifas son menores al 30%. Por tanto, el resultado
confirma nuestra sospecha:
3
es negativo y
4
positivo. Esto no es sorprendente. Para los años de tarifas altas
(de 1964 hasta 1990, exceptuado el breve período de principios de los ochenta), la mayor parte del sector
manufacturero era no transable y, por tanto, prefería una moneda más apreciada. Por otro lado, en la década del
cincuenta y noventa, el sector manufacturero empezó a sufrir competencia de bienes importados, siendo su postura
con respecto de la política cambiaria menos clara. En esta estimación, ambos efectos se cancelan (
 
3 4
 
).
Similarmente a la estimación del logit ordenado, el efecto de la importancia del sector exportador sobre el
TCR no es significativo, lo cual incrementa nuestra sospecha de que esta variable no captura la capacidad de
ejercer presión por parte del sector exportador.
Una variable que no fue usada, y que es de potencial importancia, son los subsidios a las exportaciones
(Certex). Argumentamos que los exportadores que reciben subsidio por sus exportaciones tienen una rentabilidad
total igual a8:
ln((TCR)(1 + certex)) = lnTCR + ln(1 + certex)
Ello implica que si el TCR es la variable a ser explicada, la existencia de subsidios a las exportaciones reducía la
presión del sector exportador por un TCR alto. La intuición es que si son compensados con Certex, la presión del
grupo exportador por una moneda depreciada decrece. Dado que esos subsidios no existieron antes de 1970 y
fueron eliminados a principios de los noventa, no podemos incluir toda la muestra. Por tanto, en el cuadro 10 se
presentan los resultados para la sub-muestra 1970-1989.
8 La ecuación no es exacta, ya que el TCR también afecta el precio del los insumos importados. Sin embargo, mientras los coeficientes
tecnológicos son constantes, la ecuación es válida.
21
Cuadro 10
ESTIMACIÓN DEL TIPO DE CAMBIO REAL
Variable dependiente : Logaritmo natural del TCR
Número de observaciones: 20 (1970-1989)
R2 : 0.87 F(6, 38): 9.26
Prob. > F: 0.006 D.W.: 2.37
Variables explicativas
Coeficientes
t-ratio
LTT
-1.487
-0.544
MANUF(-1)
-10.375
-4.910
CPBI
-3.903
-1.123
PRODUC
-0.569
-1.099
MANPROH(-1)
1.492
3.242
CERTEXTA
-2.043
-1.806
XMIN(-1)
-4.095
-1.116
XNMI(-1)
-2.702
-1.150
CONSTANT
8.537
7.128
En este caso, sólo si hay altos aranceles, el sector manufacturero también prefiere un tipo de cambio
apreciado. La variable Certex tiene el signo corrrecto y es significativa al 10%, lo cual puede apoyar la hipótesis que
ante la presencia de subsidios a las exportaciones se reduce la presión por un tipo de cambio depreciado (en un
ambiente en el cual los grupos económicos son bastante diversos) y se prefiere un subsidio directo.
COMENTARIOS FINALES
En el caso peruano, la elección de un sistema cambiario revela preferencias entre el grado de inflación y el
nivel de apreciación del TCR. En momentos de alta inflación, mantener un tipo de cambio fijo ocasiona un
importante atraso cambiario, que a su vez repercute en la competitividad externa del país. Cuando la situación
externa es insostenible, se observa que el país debe devaluar, a veces muy desordenadamente, abandonando el
objetivo inflacionario.
Al parecer, la selección de la política cambiaria durante las últimas décadas ha sido consistente con el
modelo de desarrollo seleccionado. En el contexto de una estrategia de sustitución de importaciones con aranceles
elevados para los bienes de consumo final y reducidos para insumos y bienes de capital, se optó por un tipo de
cambio fijo y un tipo de cambio real apreciado (fuerte). Del mismo modo, la existencia de incentivos a las
exportaciones son consistentes con un tipo de cambio más atrasado. Sin embargo, frente a una política comercial
más liberal, como en los años 1950 y 1990, se ha optado por una política cambiaria más flexible.
En este contexto, de acuerdo con los resultados del análisis aquí planteado, los grupos de interés parecen
haber jugado un rol importante en la determinación de la política cambiaria peruana durante los últimos cincuenta
años. En general, los grupos industriales parecen haber presionado por un tipo de cambio fijo y apreciado cuando la
política ha sido proteccionista.
Podrían existir problemas potenciales con estas conclusiones, debido a las variables utilizadas para reflejar
la capacidad de presión de los diferentes grupos. No queda claro si el peso de las exportaciones sobre el PBI es un
buen indicador del grado o deseo de presionar por una política cambiaria más favorable por parte de los grupos
exportadores. En cierto grado, las exportaciones son endógenas al modelo, aunque el haber utilizado las
exportaciones retrasadas un periodo reduce de alguna manera los problemas de endogeneidad.
A pesar de este comentario, de ser cierta nuestra interpretación, la integración de los resultados llevaría a
22
pensar que no existen presiones de economía política muy grandes para alterar el actual régimen cambiario. Este
resultado se condice con lo mencionado por diferentes analistas económicos.
ANEXO
ELECCIÓN DEL RÉGIMEN CAMBIARIO
Ordered Logit Estimates
Number of obs. =
chi2 (5) =
Prob. > chi2 =
46
28.70
0.0000
Log Likelihood = -41.115705
Pseudo R2 =
0.2587
regim1
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
inf20
-2.893430
1.069055
-2.707
0.007
-4.988738
-0.7981215
manuf2
-33.146260
17.258270
-1.921
0.055
-66.971860
0.6793322
manprohl
11.544840
4.523881
2.552
0.011
2.678193
20.4114800
xtnminl
-5.905884
16.237720
-0.364
0.716
-37.731240
25.9194700
xminl
-37.99670
27.461590
-1.384
0.166
-91.820440
15.8270300
_cut1
-10.166030
3.819384
(Ancillary parameters)
_cut2
-7.829284
3.682920
_cut3
-6.844437
3.702549
Regim1
Probability
Observed
0
Pr ( xb+u <_cut1)
0.4565
1
Pr (_cut1< xb+u <_cut2)
0.3261
2
Pr (_cut2< xb+u <_cut3)
0.1087
3
Pr (_cut3< xb+u)
0.1087
Estimación del tipo de cambio real
a)
Source
SS
df
MS
Number of obs. =
46
Model
1.177982680
6
0.19633044
6
F (6, 39) =
11.80
Residual
0.649059474
39
0.01664255
1
Prob. > F =
0.0000
Total
1.827042150
45
0.04060093
7
R-squared =
0.6447
Adj, R-squared =
0.5901
Root MSE =
0.12901
ltcrm2
Coef.
Std. Err.
t
P>|t|
[95% Conf. Interval]
cpbi
-6.0727330
1.3144450
-4.620
0.000
-8.731450
-3.4140160
produc
-1.0961860
0.4062404
-2.698
0.010
-1.917885
-0.2744872
manuf2l
-6.1358480
0.9054063
-6.777
0.000
-7.967205
-4.3044910
manprohl
0.6698226
0.2340464
2.862
0.007
0.196419
1.1432260
xminl
-0.9435210
1.5554280
-0.607
0.548
-4.089672
2.2026300
xtnminl
-0.8971791
0.9458415
-0.949
0.349
-2.810324
1.0159660
_cons
6.0837290
0.2360403
25.774
0.000
5.606292
6.5611650
23
(Cochrane-Orcutt regression)
Source
SS
Df
MS
Number of obs. =
45
Model
0.215391437
6
0.03589857
3
F (6, 38) =
3.61
Residual
0.377482794
38
0.00993375
8
Prob. > F =
0.0062
Total
0.592874231
44
0.01347441
4
R-squared =
0.3633
Adj. R-squared =
0.2628
Root MSE =
0.09967
ltcrm2
Coef.
Std. Err.
t
P>|t|
[95% Conf. Interval]
cpbi
-2.8080480
1.0911750
-2.573
0.014
-5.0170150
-0.5990805
produc
-0.9340476
0.2987180
-3.127
0.003
-1.5387700
-0.3293247
manuf2l
-3.6756310
1.7741890
-2.072
0.045
-7.2672890
-0.0839729
manprohl
0.5130312
0.2477105
2.071
0.045
0.0115675
1.0144950
xminl
-0.0183754
1.6839230
-0.011
0.991
-3.4273000
3.3905490
xtnminl
-0.6650126
1.2625420
-0.527
0.601
-3.2208950
1.8908690
_inter
5.4552670
0.4418424
12.347
0.000
4.5608040
6.3497300
rho
0.7592000
0.1013000
7.491
0.000
0.5549000
0.9634000
Durbin-Watson statistic (original) 0.892833
Durbin-Watson statistic (transformed) 1.661057
b)
Source
SS
df
MS
Number of obs. =
20
Model
0.945733656
8
0.11821670
7
F (8, 11) =
9.26
Residual
0.140423282
11
0.01276575
3
Prob. > F =
0.0006
Total
1.086156940
19
0.05716615
5
R-squared =
0.8707
Adj. R-squared =
0.7767
Root MSE =
0.11299
ltcrm2
Coef.
Std. Err.
t
P>|t|
[95% Conf. Interval]
ltt
-0.1487176
0.2732315
-0.544
0.597
-0.7500960
0.4526608
cpbi
-3.9034180
3.4766500
-1.123
0.285
-11.5554700
3.7486380
produc
-0.5690437
0.5175741
-1.099
0.295
-1.7082170
0.5701292
manuf2l
-10.3753700
2.1133010
-4.910
0.000
-15.0267100
-5.7240230
manprohl
1.4925530
0.4603102
3.242
0.008
0.4794168
2.5056880
xminl
-4.0955310
3.6690020
-1.116
0.288
-12.1709500
3.9798870
xtnminl
-2.7021180
2.3506150
-1.150
0.275
-7.8757860
2.4715490
certexta
-2.0436410
1.1318970
-1.806
0.098
-4.5349280
0.4476466
_cons
8.5375650
1.1977470
7.128
0.000
5.9013400
11.173790
Durbin-Watson statistic (original) 2.370650
Bibliografía
Obstfeld, Maurice, “International Currency Experience: New Lessons and Lessons Relearned”, en Brookings Papers of Economic
Activity, No. 1, 1995, pp. 119-196.
Obstfeld, Maurice y Kenneth Rogoff, “The Mirage of Fixed Exchange Rates”, en Journal of Economic Perspectives, No. 9, Fall,
1995, pp. 73-96.
Obstfeld, Maurice, Foundations of International Macroeconomics, Cambridge, MA: The MIT Press, 1996.

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Económica Y Social (CIES) Consorcio de Investigación. (2005, julio 6). Coyuntura económica peruana de 1997. Recuperado de https://www.gestiopolis.com/coyuntura-economica-peruana-1997/
Económica Y Social (CIES), Consorcio de Investigación. "Coyuntura económica peruana de 1997". GestioPolis. 6 julio 2005. Web. <https://www.gestiopolis.com/coyuntura-economica-peruana-1997/>.
Económica Y Social (CIES), Consorcio de Investigación. "Coyuntura económica peruana de 1997". GestioPolis. julio 6, 2005. Consultado el 18 de Octubre de 2017. https://www.gestiopolis.com/coyuntura-economica-peruana-1997/.
Económica Y Social (CIES), Consorcio de Investigación. Coyuntura económica peruana de 1997 [en línea]. <https://www.gestiopolis.com/coyuntura-economica-peruana-1997/> [Citado el 18 de Octubre de 2017].
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