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El modelo que se estructuro tiene como fundamento la base teórica que anteriormente se detalló en este documento, siendo además de mucha relevancia tomar como referencia trabajos realizados con anterioridad por Lavanda y Salas. (Lav (Lavan anda da,, !"! !"!## $nal $naliz iza a el co comp mpor orta tami mien ento to de la in%a in%aci ción ón,, dond donde e encuentra que durante los primeros a&os (!!'!!# de r)*imen de metas de in%ación se mantuvo dentro de la meta (".+'.+# impuesta por el -/0 hasta 1nales del a&o !!. 0or otro lado encontró que el desempe&o de la econom2a peruana, desde el !!+ hasta 1nales del !!3, re*istró un crecimiento continuo y sostenido del 0-4 y la demanda inte intern rna a co con n tasa tasass de crec crecim imie ient nto o alre alrede dedo dorr de a "5 "5 anual anual.. 6o obstante estos hechos fueron acompa&ados por un incremento por un incremento del nivel de in%ación anual, con este estudio el autor asume que hay relación entre dichas variables de in%ación y el producto. (S$L$S, !!7# realiza un trabajo para el 0er8. En dicho trabajo se hace uso de un modelo S9$/ y de una descomposición del tipo -lanchard y :uah ("737# para posteriormente obtener la descomposición histórica de la in%ación anual para el periodo !! ; !!3. Salas (!!7# presenta la descomposición histórica de la in%ación anual para los distintos choques considerados en su estimación, los cuales son< so n< el choq choque ue de in%ac n%aciión e=ter terna, na, el choqu hoque e de t)rm )rminos nos de intercambio, el choque de producto y el choque de in%ación dom)stica. >E?@A@L@B4$ Especi1cación del modelo En nuestro análisis para la in%ación en el caso peruano se tomara la in%ación en relación al tipo de cambio, el 0-4 real, la tasa de inter)s activa promedio, y los t)rminos de intercambio siendo los datos en peri periodo odoss me mens nsua uale less para para toda todass las las vari variab able less en me menc nció ión. n. $demá demás, s, tomando por conveniente la incorporación del modelo >$("# y >$(# para un mejor ajuste del modelo. El modelo matemático de acuerdo a las teor2as antes citadas se e=presa como si*ue< π = β 0 + β 1 tc + β 2 pbi + β 3 tiap + β 4 tint
El modelo econom)trico es< π = β 0− β 1 tc + β 2 pbi + β 3 tiap − β 4 tint tint ± μi
Aónde<
π
< 4n%ación.
?c< ?ipo de cambio. 0bi< 0-4 real. ?iap< ?asa de inter)s activa promedio. ?int< ?)rminos de intercambio. μi
< Es la variable aleatoria o termino error.
ES?4>$4C6 AEL >@AEL@ INF = 2.57489508139 - 1.82941581828*TC + 0.0333997036771*TINT + MA(1) + MA(2)
0.000140674468078*PBI +
0.22256090145*TIAP -
Elaboración< propia Se observa que las variables e=plican si*ni1cativamente el modelo, es decir, que las variables tomadas en el modelo si in%uyen en (3D."D5# en la in%ación para el caso peruano. /4?E/4@S E@6@>?/4@S $F?@@//EL$4@6
Elaboración< propia 6uestro modelo no presenta problemas de autocorrelación, ya que observamos que el Aurbin'Gatson tiene el valor de ".+7, lo que indica que el coe1ciente de correlación es cero. HE?E/@EA$S?44A$A En la elaboración de modelos hay ocaciones en las que resulta insostenible el supuesto de que la varianza del t)rmino de error es constante. 0ara ello usaremos el test de heterocedasticidad de $/H, el cual nos muestra una probabilidad de Iisher de !."JJ siendo este mayor a !.!+ lo cual indica que no e=iste problema de heterocedasticidad.
Elaboración< propia @6?/$S?E @6 6@/>$L4A$A ; ?ES? AE K$/:FE -E/$ 0ara ello utilizaremos el test de Karque -era, en el cual se compara un chi cuadrado de tabla con *rados de libertad (seMness y urtosis# con el Karque -era del histo*rama de residuos obtenidos en EvieMs. Evidenciamos que la probabilidad del test es !.3J lo cual indica que no hay problema de 6ormalidad.
Elaboración< propia
