web viewen la presente investigación tiene por objetivo realizar un estudio...
TRANSCRIPT
“AÑO DEL CENTENARIO DE MACHU PICCHU PARA EL MUNDO”
UNIVERSIDAD NACIONAL DE PIURA
FACULTAD DE ECONOMÍA
“ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO. Serie Trimestral 2000: I 2010: IV”
CURSO : TEORÍA MONETARIA
DOCENTE : Econ. JOSÉ ORDINOLA BOYER
ALUMNO : VIERA NIMA LUIS ALBERTO
PIURA – PERU2011
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
ESQUEMA DE CONTENIDO.
1.- Introducción.
2.- Marco teórico.
3.- Análisis de la información.
4.- Estimación del modelo.
5.- Análisis de resultados.
6.- Conclusiones.
7.- Bibliografía.
2
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
1.- INTRODUCCIÓN.
En la presente investigación tiene por objetivo realizar un estudio econométrico donde
tendremos en cuenta como variable dependiente a la demanda por dinero, y como
variables independientes la inflación, el PBI, y la tasa de interés nominal, tratada a una
serie trimestral que abarca que un periodo que parte desde 2000: 01 hasta 2010: 04.
Con un total de 44 observaciones Sin embargo lo importante es saber que hay detrás
de la demanda por dinero, por ello es importante realizar el presente estudio.
A manera de introducción tenemos que todos los individuos necesitan dinero para
realizar diferentes actividades como la compra de bienes y servicios, sin embargo para
llevar a cabo esta transacción necesitan tener dinero, pero veces con el avance
tecnológico muchos personas no cargan mucho efectivo en su bolsillo pero si tienen
tarjetas de creidito o debito que permiten convertirlo rápidamente en efectivo.
Pero no solamente los individuo utilizan dinero para el motivo transacción según
Keynes, también se utiliza para la especulación, que se refiere básicamente a la tasa
de interés al que está expuesto dicho activo.
Vale mencionar que la versión más simple que conocemos de la demanda por dinero
es la teoría cuantitativa del dinero, postula que la demanda por dinero real (M/P) es
una fracción constante del producto. Si bien sabemos que los individuos necesitan
demandar dinero por diferentes motivos, el más importante es el de realizar
transacción, cuanto más liquido es el dinero es mejor para realizar cualquier actividad
Así tenemos por ejemplo que en chile estimar una función de dinero es un ejercicio
eficaz por varios motivos, en primer lugar, una buena estimación de la demanda de
dinero es importante en un banco central, porque asegura una mejor administración de
la liquidez de la economía, de tal forma que sea coherente con la política monetaria1
2.- MARCO TEÓRICO.
1 Jorge Restrepo L. “Demanda de dinero para transacciones en chile. Vol. 5, Nº3 2002”
3
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
En el presente capítulo trataremos de realizar una revisión empírica sobre estudios
que se han realizado teniendo en cuenta la demanda por dinero en diferentes países.
Pero antes de ello vale hacer una clara definición lo que es en si la demanda por
dinero.
Según Keynes (1993, cap.18) la demanda por dinero consiste en identificar y
posteriormente, modelar tres motivos que inducen a los individuos a mantener saldos
monetarios: La realización de transacciones que se deriva de la necesidad que tiene
los individuos de cubrir la brecha que se produce entre los ingresos generados y los
gastos planeados, la precaución frente a eventos impredecibles se enfatiza en el
deseo de las personas de mantener dinero para hacer frente a gastos no planeados o
inesperados y por último la especulación financiera este motivo recoge el efecto de
la incertidumbre acerca de la evolución de las variables macroeconómicas sobre las
tendencias del dinero2.
Un concepto relacionado con la demanda de dinero es la velocidad y está definida
como una medida de circulación del dinero en la economía. Este concepto viene de la
Teoría Cuantitativa del Dinero, la cual fue desarrollada bajo el marco de equilibrio
clásico y surgieron dos expresiones equivalentes. La primera se denomino “ecuación
de cambio” y está asociada a Fisher (1991) y la segunda se denomino “Aproximación
de Cambridge” desarrollada por Pigou (1917)3
Así también tenemos al modelo de inventarios de Boumol4, es un modelo muy
tradicional sobre la demanda de dinero, que nos ayudara a entender a profundidad
que es lo que hay detrás de esta función. El modelo comienza su análisis poniendo un
ejemplo muy sencillo de la realidad, supone que el dinero lo demanda el publico el cual
recibe un pago mensual directamente en su cuenta de ahorro en el banco Y. este
activo financiero recibe un monto nominal por i, cada vez que el individuo mueve
realiza algún retiro incurre en un costo Z, suponiendo que el individuo realiza n retiros
por una cierta cantidad R, cada vez que este operación el monto deja de percibir
i . Y2n
Por lo que el costo total de demandar dinero seria
CT=n∗Z+i Y2n
Donde realizando
las operación pertinentes y derivando con respecto a N ya que lo que queremos es 2Mies y Soto. Demanda por dinero: teoría, evidencia y resultados pg. 83 Extraído de Sandra Patricia Rondero Jaramillo: tesis estimación de la demanda de dinero. Análisis para el caso colombiano (1994-2006) pg.9 4 Extraído del libro de Gregorio Pág. 350
4
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
minimizar el número de veces que vamos a retirar dinero y la ecuación queda
expresado de la siguiente ,manera:
M d=P√ zy2i Por lo que esta demanda cumple con la propiedad de que no tiene
ilusión monetaria, que significa que para el público no es lo mismo que baje M, a que
suba P.
Cuando hablamos de la demanda de dinero nos referimos fundamentalmente a la
demanda de saldos reales. La que a su vez implica que los agentes económicos
posean dinero por su poder adquisitivo y no por las cantidades. Así también tenemos
que la demanda de dinero dependerá de los retornos esperados por otros activos; la
riqueza, al obtener ingresos extras puede causar un incremento moderado en la
demanda de dinero. En otro escenario tenemos que la liquidez de otros activos tiene
un relación inversa con la demanda de dinero, ya que entre más liquidas sean otras
inversiones, menor será la necesidad de mantener dinero.
Así tenemos a Velásquez y Zuluaga (2005) Toman como idea principal la posible
presencia de economías de escala en la demanda de dinero para las firmas
colombianas, utilizando diferentes especificaciones de modelos ya sean dinámicos y
estáticos de datos de panel, dado que el costo de manejar efectivo difiere a través de
los agentes económicos de acuerdo a su sofisticación financiera, al costo de
oportunidad de no tener liquidez y a la dificultad para accederlo al mercado de
capitales. Las variables que se utilizaron en el modelo fueron. Como variables
independientes el dinero, construida con la suma de bancos, remesas en tránsito,
cuentas de ahorro y fondos. Para la producción se utilizo como Proxy los ingresos
operacionales.
Soto y Tapia (2000), chile. Plasmaron una estimación de la demanda de dinero para
chile que abarco un periodo de 1993: 3 a 2000: 2 utilizando el promedio trimestral de
los saldos de M1 deflactados por el IPC, el PBI real como variable que representa el
volumen de transacción de la economía. El costo alternativo domestico del dinero
representado por la tasa de captación nominal a 90 días. Utilizando un modelo de
Cointegración Estacional, encuentran un coeficiente de elasticidad de ingreso del 0,96,
una elasticidad con respecto a la tasa de interés doméstica del -0,12 y -1,51 para la
tasa de interés externa
5
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
Por otro lado tenemos a Gómez González (1999), Colombia. Presenta los resultados
de la estimación de la demanda por base monetaria “dinero de alto poder expansivo”
en Colombia, introduciendo la relación entre depósitos sujetos a encaje y el efectivo
como proxy de la variable cambio tecnológico en el sistema financiero. El autor
muestra que hay tres vectores de cointegracion, uno de los cuales puede interpretarse
como la demanda por base monetaria, y que al comprobarse que esta es homogénea
de grado uno en precios e ingresos, la función de demanda por base monetaria puede
ser interpretado en el sentido de la teoría cuantitativa del dinero.
Después de aplicar pruebas de exogeneidad, encuentra que la elasticidad de la base
monetaria ajustada con respecto al ingreso es de 1 y la elasticidad de la base
monetaria con respecto a la tasa de interés y de la innovación financiera es de -0,77 y
de -0,55 respectivamente.
Aznar Grasa, Antonio y Pozo, Eduardo (1998), Parte de un modelo teórico de la
determinación de la demanda de activos fundamentalmente en el enfoque de
demanda de dinero por motivos transacción, se basa en supuestos como la existencia
de incertidumbre relativa a los gastos de consumo de los agentes económicos y la
posibilidad de convertir en cualquier momento determinados activos en dinero si bien
incurriendo en unos determinado costes asociados a tal conversión. Luego cita un
modelo en la que utiliza como punto de partida para la formulación de un modelo de
determinación de los tipos de interés, la tasa de inflación esperada y de la deuda
pública sobre los tipos reales de interés.
A este respecto los resultados obtenidos bajo los supuestos mencionados son. Que la
tasa de inflación esperada sobre los tipos reales puede ser positiva, negativa o nula,
si bien ante un aumento en la citada expectativa de inflación los activos cuya
conversión en dinero sea más costosa experimentarán un mayor incremento en su tipo
de interés real que aquéllos que puedan convertirse fácilmente en dinero.
Así también tenemos que ante una sustitución de impuestos por deuda pública el tipo
de interés por la deuda disminuirá, resultando indeterminada la modificación en el tipo
de interés del capital. Por último argumenta que la utilización de más de un activo
alternativo al dinero se revela crucial en la mayoría de las conclusiones obtenidas. Una
primera sugerencia sería, por tanto, tener esto en cuenta cuando se trate de contrastar
empíricamente tanto el comportamiento de las demandas de activos como el de los
tipos de interés
6
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
Así también tenemos a Joaquín Maudos (1995). Toma por objetivo el efecto o las
consecuencias que las nuevas tecnologías de transacción han tenido en la demanda
de dinero en España, utilizando para ello datos relativos a cajeros automáticos y
tarjetas de plástico. Para ello, se estiman ecuaciones de demanda de distintos
agregados monetarios teniendo en cuenta el efecto que las nuevas tecnologías de
transacción han tenido en el grado de liquidez de los activos que forman los agregados
monetarios. En concreto, se construyen agregados ponderados Divisa corregidos por
el efecto de dichas innovaciones.
3.- ANÁLISIS DE LA INFORMACIÓN.
LA INFLACION5
En el año 2000, la tasa de inflación acumulada ascendió a 3,7%, tasa similar a la del
año previo, siendo ambas las más bajas en los últimos 40 años. Con este resultado se
consiguió además el objetivo del Programa Monetario Anual de lograr que la inflación
se ubique en el rango de 3,5 a 4,0%
La medida de tendencia general de los precios al consumidor, denominada tasa de
inflación subyacente, bajó de 4,6 % en 1999 a 3,2 % en el 2000. Esta última tasa es
menor a la correspondiente al resultado oficial (3,7%), debido al impacto del
incremento del precio internacional de los combustibles en el mercado local.
En el 2001 la tasa de inflación, medida por el incremento porcentual del Índice de
Precios al Consumidor (IPC) de Lima Metropolitana, fue negativa en 0,13%, resultado
que no se presentaba desde 1939. Esta evolución se explica fundamentalmente por la
reducción del precio de venta de los combustibles en 13,1%, servicios públicos en
2,7% y alimentos con precios afectados por variaciones en su oferta en 1,2%
Entre 2002 y 2005 la inflación promedio anual fue 2,2%, en un contexto de crecimiento
sostenido del producto con estabilidad de precios. Cabe resaltar que una situación de
inflación en estos niveles con un crecimiento sostenido del PBI per cápita no se
presentaba desde la década de los sesenta.
Desde marzo de 2010 la tasa de inflación se ubica en el rango meta con una tasa de
2,08 % a diciembre de 2010 y 2,2 % a febrero de 20116.
5 Fuente: memorias BCRP6 Fuente: memorias del BCRP
7
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
PRODUCTO BRUTO INTERNO. (PBI)
Según el banco central el crecimiento de la demanda interna (PBI per cápita) en el
periodo 2001-2010 fue el más alto de los últimos 60 años y este crecimiento estuvo
acompañado por el incremento del empleo. Así podemos apreciar en el grafico
Así tenemos en otro grafico la evolución histórica del PBI desde el 2008 hasta enero
del 2011, con un 10% de crecimiento. La recuperación como observamos ha sido
rápida.
8
FUENTE: BCRP
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
TASA DE INTERÉS NOMINAL.
El Banco Central modifica su posición de política monetaria mediante ajustes en sus
tasas de interés de referencia para las operaciones con la banca tanto pasivas (depósitos overnight) como activas (compras directas de títulos valores y
créditos de regulación monetarias) estas tasas de interés determinan un corredor de
referencia para la tasa de interés del mercado interbancario en soles
Una mayor estabilidad de la tasa de interés interbancaria en soles permite una mejor
comunicación de la política monetaria y facilita la formación del resto de las tasas de
interés en moneda nacional para diferentes tipos de operaciones (créditos, sobregiros,
redescuentos, depósitos, emisión de títulos valores, entre otros) y plazos.
La tendencia decreciente de las tasas de interés activas en moneda nacional del
sistema bancario continuó en 2003. Así, la tasa de interés para préstamos comerciales
descendió de 11,9 % en diciembre de 2002 a 8,9 % en diciembre de 2003. En el
mismo período, la tasa de los créditos para microempresas disminuyó de 55,9 %a 52,2
%y para préstamos de consumo de 45,2 % a 40,9%7.
7 Disponible en: http://www.bcrp.gob.pe/docs/Publicaciones/Memoria/2003/Memoria-BCRP-2003-5.pdf
9
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
La adopción del esquema de Metas Explícitas de Inflación ha reforzado el canal de
tasas de interés de la política monetaria al haberse reducido la volatilidad de la tasa
de interés interbancaria, la cual sirve a su vez de referencia para la formación del resto
de tasas de interés en nuevos soles. La volatilidad de la tasa de interés interbancaria
se redujo en promedio de un nivel de 7 puntos básicos en 2004 a 6 puntos básicos en
2005, observándose inclusive que durante algunos meses del año la dispersión estuvo
entre 3 y 5 puntos básicos.
Las tasas de interés en soles durante el año 2008 estuvieron influenciadas por el nivel
de la actividad económica, las medidas de política monetaria tomadas por el Banco
Central y las condiciones de los mercados financieros internacionales.
Las medidas de política monetaria del Banco Central hasta setiembre de 2008, en un
contexto de alto crecimiento de la demanda interna y presiones al alza en los precios
internos, consistieron en elevar la tasa de interés de referencia y en incrementar las
tasas de encaje para las obligaciones en soles y dólares. Tales acciones impactaron
sobre todo a las operaciones de corto plazo en soles, tanto activas como pasivas. La
tasa preferencial corporativa en soles (tasa a 3 meses para empresas con mejor
percepción de riesgo) aumentó en 1,9 puntos porcentuales en promedio, entre
diciembre de 2007 y diciembre de 2008 (de 5,6 por ciento a 7,5 por ciento). Un alza
similar tuvo la tasa promedio de los préstamos comerciales (1,8 puntos porcentuales)8.
Las tasas de interés en nuevos soles para el financiamiento de los clientes
corporativos se incrementaron de 2,08 por ciento en mayo a 3,66 por ciento en
8 Disponible en: http://www.bcrp.gob.pe/docs/Publicaciones/Memoria/2008/Memoria-BCRP-2008-5.pdf
10
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
diciembre, y las tasas de interés corporativas en dólares subieron de 1,61 a 2,14 por
ciento, en el mismo periodo9
Por su parte, la tasa promedio de los préstamos en moneda nacional, FTAMN, se
incrementó de 20,1 por ciento en mayo a 22,8 por ciento en diciembre. Las tasas
pasivas también mostraron alzas y la de 30 días aumentó en 100 puntos básicos, de
1,2 a 2,2 por ciento, mientras que la tasa de los depósitos a más de 180 días lo hizo
de 3,6 a 3, 8 por ciento
9 Disponible en: http://www.bcrp.gob.pe/docs/Publicaciones/Memoria/2010/Memoria-BCRP-2010-5.pdf
11
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
4.- ESTIMACIÓN DEL MODELO
En el `presente modelo que presentaremos está conformada por las siguientes
variables:
Variable dependiente:
Demanda por dinero => DPD.Expresada en millones de nuevos soles
Variables independientes
Producto bruto interno => PBI.Expresada en nuevos soles,
Inflación => INF.Expresada como IPC
Tasa de interés nominal => TIN.Se escogió trabajar con la tasa de interés activa sumando
a la inflación, esta representa la tasa que paga la
población para realizar una transacción en un banco
El modelo en su forma econométrica quedaría:
DPD= F (PBI, INF, TIN)
Es importante mencionar que el modelo se ha especificado de la siguiente manera en
el EVIEWS.
LOG(DPD) C LOG(PBI) LOG(INF) LOG(TIN)
Ya que el logaritmo representa las elasticidades de cada variable y también por
evidencia empírica muchos trabajo aplican este tipo de metodología.
Entonces corriendo el modelo tenemos el primer reporte:
…
12
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
Dependent Variable: LOG(DPD)
Method: Least SquaresDate: 06/02/11 Time: 11:29Sample (adjusted): 2000Q1 2010Q3Included observations: 35 after adjustments
VariableCoefficien
t Std. Error t-Statistic Prob.
C -19.95231 1.281907 -15.56455 0.0000LOG(PBI) 2.841613 0.121196 23.44636 0.0000LOG(INF) 0.056028 0.048198 1.162451 0.2539LOG(TIN) -0.165992 0.084630 -1.961382 0.0589
R-squared 0.950333 Mean dependent var 10.05496Adjusted R-squared 0.945527 S.D. dependent var 0.572426S.E. of regression 0.133601 Akaike info criterion -1.080704Sum squared resid 0.553328 Schwarz criterion -0.902950Log likelihood 22.91232 F-statistic 197.7202Durbin-Watson stat 2.522234 Prob(F-statistic) 0.000000
En primer lugar observamos quelas variables independientes si explican a las
variables dependientes ya que tiene un R- cuadro elevado 0.950333
La variable PBI es altamente significativa en el modelo con una probabilidad
menor al 1%. Por teoría sabemos que la relación que existe entre la demanda
por dinero y el producto bruto interno neto es positiva, ya que esta refleja la
capacidad que tienen los individuos para realizar sus transacciones, es decir el
poder adquisitivo.
Con respecto a la variable inflación en el MODELO_1 muestra que no es
significativa
Por último la variable tipo de interés nominal es significativa ya que es menor
al 10%
13
MODELO_1
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
En el MODELO_1 como hemos apreciado no hemos tenido lo que se esperaba de la
realidad, para ello generamos una demanda por dinero real, para ello hacemos lo
siguiente en el EVIEWS:
GENR DPDR=DPD/INF
Luego regresionamos el modelo de la siguiente manera:
LOG(DPDR) C LOG(PBI) LOG(INF) LOG(TIN)
Dependent Variable: LOG(DPDR)
Method: Least SquaresDate: 06/02/11 Time: 11:30Sample (adjusted): 2000Q1 2010Q3Included observations: 35 after adjustments
VariableCoefficien
t Std. Error t-Statistic Prob.
C -19.95231 1.281907 -15.56455 0.0000LOG(PBI) 2.841613 0.121196 23.44636 0.0000LOG(INF) -0.943972 0.048198 -19.58527 0.0000LOG(TIN) -0.165992 0.084630 -1.961382 0.0589
R-squared 0.987649 Mean dependent var 10.54897Adjusted R-squared 0.986454 S.D. dependent var 1.147902S.E. of regression 0.133601 Akaike info criterion -1.080704Sum squared resid 0.553328 Schwarz criterion -0.902950Log likelihood 22.91232 F-statistic 826.3216Durbin-Watson stat 2.522234 Prob(F-statistic) 0.000000
Como se denota en el MODELO_2 el R-cuadrado es mayor 0.987649 que el
modelo_1 por lo que estimando con una demanda por dinero real, las variables
independientes explican mejor la variable dependiente.
El PBI como se observa en el modelo es altamente significativa (menor al 1%)
Así también tenemos a la inflación que es altamente significativa
14
MODELO_2
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
Pero la variable que no explica tan significativamente es la tasas de interés
nominal pero si lo hace relativamente
5.- ANÁLISIS DE RESULTADO
En este capítulo corresponde a determinar si todos los supuestos del modelo se han
cumplido de manera satisfactoria. Hay que detectar si existe un alto grado de
multicolinealidad, heterocedasticidad, autocorrelacion y normalidad.
MULTICOLINEALIDAD.
La multicolinealidad es una cuestión de grado, no de existencia. La decisión
importante no es entre presencia y ausencia, sino entre los distintos grados de
multicolinealidad. Para ello utilizamos la matriz de correlación.
Matriz de correlación
DPDR PBI INF TINDPDR 1.000000 -0.222531 0.131902 0.141304
PBI -0.222531 1.000000 0.140439 -0.117048INF 0.131902 0.140439 1.000000 0.820725TIN 0.141304 -0.117048 0.820725 1.000000
Como se puede observar el coeficiente de correlación en ningún caso es mayor a
90%, con lo que se prueba que el modelo no presenta multicolinealidad.
HETEROCEDASTICIDAD
La hipótesis nula es la existencia de homocedasticidad, es decir no existencia de
heterocedastcidad. Esta hipótesis se verificara en los siguientes test.
1º White Simplificado
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 1.012982 Probability 0.436976Obs*R-squared 6.242354 Probability 0.396596
15
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
Según la probabilidad del estadístico TR2 se rechaza la hipótesis alternativa a un nivel
de significancia del 5% es decir no existe heterocedasticidad en la demanda por
dinero real.
2º White General
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 1.091760 Probability 0.403155Obs*R-squared 9.874978 Probability 0.360701
Según el estadístico TR2 se rechaza la hipótesis alternativa al 5%, es decir no existe
heterocedasticidad
AUTOCORRELACION
La hipótesis nula es la no existencia de autocorrelacion de orden P, es decir ausencia
de autocorrelacion de orden P. esta hipótesis se comprobara con los siguientes tests.
1º Breusch – Godfrey (LM)
Comprobamos que no existe autocorrelacion de primer orden
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 3.965249 Probability 0.055623Obs*R-squared 4.086050 Probability 0.043239
Según la probabilidad del estadístico TR2 se rechaza la hipótesis alternativa a un nivel
de significancia al 1%, es decir no existe autocorrelacion de primer orden
2º Box- Pierce
Verificamos que no existe autocorrelacion de primer orden y segundo orden.
Date: 06/07/11 Time: 11:20Sample: 2000Q1 2010Q3Included observations: 35
16
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob
.**| . | .**| . | 1 -0.285 -0.285 3.1009 0.078 . |**. | . |**. | 2 0.281 0.218 6.2069 0.045
Se tiene
Comparamos: Qbp=35*(-0.285)=9.975 >3.841 = X2(0.95,1)
Se rechaza la hipotesis nula al nivel de significancia del 5%, es decir existe
autocorrelacion de primer orden en la funcion demanda por dinero.
. Para verificar segundo orden tenemos
Calculamos. Qbp=35*(-0.2852+0.281
2)=5.6065 < 5.99 = X
2(0.95,2)
Se acepta la hipotesis nula al nivel de signifcancia del 5% es decir no existe
autocorrelacion de segundo orden en la funcion de demanda por dinero
NORMAILIDAD
Se `plantea la siguiente hipotesis
Para ello se utiliza el estadistico Jarque- Bera, cuya regla de decisión es
17
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
A un nivel del 5% los residuos se aproximan a una distribucion normal
6.- CONCLUSIONES
La presente investigación trato de establecer una estrecha relación existente entre las
variables monetarias y la demanda por dinero para el Perú para un periodo que
abarca desde 2000: 01 hasta 2010: 04. Que tiene como una variable seleccionada
explicada la demanda por dinero, capaz de dictar presiones inflacionarias y un
comportamiento de largo plazo.
Se aplico un modelo econométrico de MCO que arrojo los siguientes resultados. Los
signos de los coeficientes corresponden al vector de largo plazo en el que indicarían lo
esperado bajo la teoría económica. En el primer modelo el PBI tiene una relación
directa (2.841613) con la demanda por dinero, así también es altamente significativa
en el modelo y además es comprobada por la teoría. Así mismo por igual la tasa de
interés nominal cumple la teoría y es significativa, pero lo que no se corroboro con la
teoría y no era significativa era la inflación, en el que nos obligo a realizar otro modelo
pero con una demanda por dinero real, es decir dividirla sobre la inflación.
Después de realizar lo anterior todas las variables confirman la teoría así tenemos a la
inflación demostrando ser significativa y una relación inversa con la demanda por
dinero (-0.943972), en la misma línea tenemos a la tasa de interés de nominal en la
que demuestra un relación negativa (-0.165992), aunque es relativamente significativa
si es una buena variable para explicar la variable endógena.
Por otro lado tenemos el R2 que nos muestra un 98.76% de que las variables
independientes explican a la variable endógena.
18
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
En cuanto al análisis de los resultados podemos exponer que las variables no
presenta multicolinealidad como se predecía al ver un R2 demasiado elevado, con
respecto a la heterocedasticidad tanto en el White simplificado como el general no
presenta indicios de este problema, así también tenemos que existe presencia de
autocorrelacion de segundo orden y en cuanto al de primer orden no presenta indicios
de este problema y por ultimo con lo que respecta a la normalidad, ratificamos que los
errores de se distribuyen normalmente
7.- BIBLIOGRAFÍA
Maudos, Joaquín 1995 “Nuevas tecnologías de transacción y demanda de dinero”
España. Revista de Economía Aplicada numero 8 (vol. III), 1995 págs.79 – 109
Aznar Grasa, Antonio y Pozo, Eduardo1998 “Demanda de dinero y tipos de interés un estudio teórico”
Universidad de Zaragoza. Departamento de Análisis Económico, Revista española de economía, Vol. 15 Nº1, 1998 Págs. 123 - 145
Mies. M, verónica y Raimundo, Soto2000 “Demanda por dinero: teoría, evidencia, resultados” volumen 3,
Nº03, Diciembre 2000 Págs. 5-30
Apt. J y J. Quiroz 1992 “Una demanda de dinero Mensual para chile, 1983:1- 1992:8”
Revista de análisis Económico, 7: págs. 103-139
Matte, R y P. rojas 1989. “Evolución Reciente del Mercado Monetario y una Estimación
De la Demanda por dinero en chile” cuadernos de Economía 26 (78): págs. 21-28
Raymundo, Soto y Matías, Tapia 2000 “Cointegracion Estacional en la Demanda de Dinero vol. 3 Nº03
Diciembre 2000” págs. 57-61
Gómez Gonzales, José. E 1999 “Especificación de la Demanda por Dinero con Innovación
Financiera” marzo 1999. Págs. 1-17
19
ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA POR DINERO: Serie Trimestral 2000: I 2010: IV
Gomez. P, Javier 1998 “La demanda de dinero en Colombia”, borradores Semanales
De economía N º 101
Larraín, F. y A. Larraín 1988 “El Caso del Dinero Desaparecido Chile, 1984-1986”
Cuaderno de Economía, 24(75) 247-282
Memorias del BCRP que abarca el periodo de análisis de la investigación 2000 hasta
el 2010 disponible en: http://www.bcrp.gob.pe/publicaciones/memoria-anual
20