Este documento presenta un resumen de la estimación de la demanda de dinero en el Perú. Describe los modelos tradicionales de demanda de dinero y el modelo de ajuste parcial. Luego, resume la evidencia empírica sobre la demanda de dinero en el Perú, incluyendo estimaciones de la ecuación simple de demanda de dinero y la función de demanda de largo plazo usando datos trimestrales de 1993 a 2006 para M1 y M2.

1. UNIVERSIDAD ANDINA DEL CUSCO
FACULTAD DE CIENCIAS ECONOMICAS ADMINISTRATIVAS
Y CONTABLES
ESCUELA PROFESIONAL DE ECONOMÍA
INTEGRANTES:
Gastañaga Leon Milagros
Miranda Abarca Brian
Paz Quispe Fernando
Vilcahuaman Salas Victor
ESTIMACIÓN DEMANDA ASPECTOS PRACTICOS

6. LA ESTIMACIÓN DE LA DEMANDA DE DINERO: ASPECTOS PRÁCTICOS
El empleo de la variable dependiente rezagada
Los modelos tradicionales de demanda de dinero
suelen tener una especificación del siguiente tipo:
Donde: mt es el stock deseado de los saldos reales, yt es el ingreso real, rt es la tasa de
interés, p‘t es la tasa de inflación esperada y ut es un término de error.

7. Sin embargo, es bastante común que se incorpore el stock de dinero del
período anterior como una variable independiente adicional.
Donde, m, es la demanda efectiva de saldos reales, "y" es la elasticidad de ajuste.
El proceso de formación de expectativas más
conocido es el de expectativas adaptativas:

8. El modelo de ajuste parcial
Este modelo supone que dados el ingreso, la tasa de interés y la inflación
esperada, el individuo elige un nivel deseado de largo plazo de sus saldos
reales
Los costos de cambiar el portafolio se
refieren a las comisiones del broker y otros
costos de transacción que deben
desembolsarse cuando uno trata de acercar
su stock real de dinero al nivel deseado:

9. Si la persona elige el nivel de saldos reales que minimiza el costo total. Al
derivar con respecto a m e igualando a cero la primera derivada, puede
comprobarse que se obtiene una segunda ecuación:
LA ELASTICIDAD DE AJUSTE PARCIAL (Y)
DEPENDE, POR LO TANTO, DEL COSTO
MARGINAL DE ESTAR FUERA DEL EQUILIBRIO
(A), RELATIVO AL COSTO MARGINAL DE
CAMBIAR EL PORTAFOLIO. UN VALOR DE (Y)
MÁS PEQUEÑO IMPLICA UN AJUSTE MÁS
LENTO, DADO QUE EN CADA PERIODO LOS
INDIVIDUOS SE AJUSTAN SOLO UNA
FRACCIÓN REDUCIDA DE LA DISCREPANCIA
ENTRE EL SFOC/RDETENTADO Y EL DESEADO
DE SALDOS REALES.

10. Dada una función de demanda de dinero:
Y un proceso de ajuste parcial:

11. La estimación de la demanda de dinero: aspectos prácticos
Las estimaciones de la demanda de
dinero requieren la elección de
variables que permitan cuantificar el
concepto de dinero utilizado y sus
determinantes
Aún bajo la guía de una teoría en
particular, el abanico de variables es
muy amplio. Esto se evidencia
cuando se enfrenta el problema de
determinar cuál es la medida del
dinero
En general, las teorías basadas en el motivo transacción tienen cierta ventaja en la claridad
de la definición de dinero porque consideran solamente las especies monetarias en
circulación y los depósitos a la vista (M1), es decir, los medios de pago de la economía.
Cada vez que se amplía la definición de dinero, (por ejemplo M2, M3...) las dificultades son
mayores

12. 4
Una teoría más reciente plantea que existe una
relación de largo plazo entre la demanda de
saldos reales y sus variables explicativas, pero en
el corto plazo existen desviaciones de Carácter
estacionario.
De acuerdo con el método planteado por Engle y Granger (1987), la función de demanda
de dinero tiene la forma de lo que se conoce con el nombre de «modelo de corrección de
errores»:
La Demanda de dinero de largo plazo

13. El procedimiento de Engle y Granger consiste en utilizar el
análisis de integración en la combinación de las variables, con el
objetivo de probar si cumplen con la condición de ser
estacionaria para establecer que son cointegradas
Esta ecuación describe la variación de mt alrededor de su tendencia de largo plazo, en
términos de un conjunto de factores exógenos xt , las variaciones de las variables
independientes w, y la desviación de la tendencia de largo plazo:
0 = logmt - Glogw,
Engle y Granger propusieron un procedimiento para estimar el vector de coeficientes θ.

14. EVIDENCIA EMPÍRICA SOBRE LA DEMANDA DE
DINERO EN EL PERÚ
Se desarrollaron dos estimaciones de la demanda de dinero para el Perú:
a) La ecuación simple de demanda de dinero
La estimación de la función de demanda de dinero ha sido realizada con datos
trimestrales
para el período 1993 (1) - 2006 (4), a partir de la siguiente especificación:

15. En el caso de M I, la mejor ecuación de regresión fue la que se muestra en el cuadro 5.1,
donde el logaritmo de los saldos reales per cápita desestacionalizados (LM1RPSA) es una
función del logaritmo del PBI per cápita desestaeionalizado (LPBIRPSA), la tasa de interés de
los depósitos de ahorro en moneda nacional (TIPMN) y la variable dependiente rezagada un
periodo.
Se tomaron las dos definiciones de dinero más conocidas, es decir, M1 y M2.
En el caso de M2, la mejor ecuación es la que se muestra en el cuadro 5.2, donde el logaritmo
de los saldos reales per cápita desestacionallzados (LM2RPSA) es una función del logaritmo
del P8I per cápita desestacionalizado (LPBIRPSA), la tasa de interés nominal que pagan los
bonos del Tesoro estadounidense a diez años, expresada en dólares, rezagada de un trimestre
(U STB10H )) y la tasa de Inflación esperada (INF2T).

16. b) La función de demanda de largo plazo
La aplicación de la prueba de cointegración de Johansen para las ecuaciones de regresión de
la sección anterior dan como resultado las ecuaciones que se muestran en los cuadros 5.3 y
5.4.
En el caso de M 1. la elasticidad ingreso es 2,79 y las elasticidades tasa de interés
de corto y largo plazo son 0,188 y 0,065, respectivamente.
La forma funcional de la ecuación de largo plazo es la siguiente:
LM1RPSA = 2,794 LPBIRPSA - 0.138TIPM N - 0,065 TIPMN360
En el caso de M2, la elasticidad ingreso es 2,82 y la elasticidad tasa de interés
es 0,068.
La forma funcional de la ecuación de largo plazo es la siguiente:
LM2RPSA = 1,122 + 2,823 LPBIRPSA - 0,0069 U STB lO (-l)