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La peseta y la paridad del poder adquisitivo en el largo plazo (1868-2001).

RESUMEN.

El objetivo de este trabajo es contrastar la teoria de la paridad del poder adquisitivo para el caso de la peseta espanola frente a tres monedas de referencia, como son el dolar, el franco y la libra. El periodo de contrastacion abarca toda la vida de la peseta, Io cual permite realizar un analisis de largo plazo. Se utilizan tanto tipos de cambio bilaterales como multilaterales. Los resultados muestran que la teoria no se cumple cuando se emplean los tipos de cambio oficiales para todo el periodo, pero si se cumple cuando se sustituyen los citados tipos de cambio por los cotizados en el mercado libre de Tanger durante las decadas de los cuarenta y cincuenta.

Palabras clave: Paridad del poder adquisitivo; Tipo de cambio; Precios.

ABSTRACT.

The aim of this paper is to contrast the theory of purchasing power parity (PPP) in the case of the Spanish peseta against the dollar, the franc and the pound. The period of study covers the entire life of the peseta, which allows a long-term analysis. We use both bilateral and multilateral exchange rates. The results don't show evidence of PPP when we use the official exchange rates for the whole period, but PPP holds when these are replaced by the exchange rates quoted in the free market in Tangier during the decades of the forties and fifties.

Keywords: Purchasing Power Parity; Exchange Rates; Prices.

Clasificacion JEL: E30, F30, F31.

SPANISH PESETA AND PURCHASING POWER PARITY IN THE LONG TERM (1868-2001).

1. INTRODUCCION Y MARCO TEORICO.

La teoria de la paridad del poder adquisitivo (PPA), planteada inicialmente por Cassel (1916, 1918), sostiene que el tipo de cambio de una moneda viene determinado por los precios relativos entre paises. Esta basada en la idea de que, a largo plazo, el poder de compra del dinero medido en dos monedas diferentes ha de permanecer inalterado, y el tipo de cambio de una divisa respecto a otra vendra determinado por el ratio de poderes adquisitivos de ambas monedas. (1) Para el propio Cassel (1924), la PPA aparece asociada a la teoria cuantitativa del dinero, en el sentido de presentar una relacion de causalidad desde la oferta monetaria de un pais hacia su nivel de precios y despues, dado un nivel de precios exterior, hacia el tipo de cambio.

Dicha teoria ha servido de base para determinar la competitividad internacional de un pais (Liew et al., 2005), en el sentido de que un tipo de cambio desviado de la paridad de precios produce ventajas o desventajas competitivas de dicho pais frente a sus socios comerciales y frente a terceros que compiten en mercados exteriores comunes. A su vez, el hecho de que la PPA se cumpla o no, condiciona la posibilidad de desarrollar modelos mas sofisticados de tipo de cambio, como el modelo monetario de precios flexibles (Liew et al., 2004).

Una forma usual de contrastar la teoria en la actualidad es comprobar si la serie de tipo de cambio real de una moneda frente a otra u otras varias, que mide las desviaciones de la PPA, contiene una raiz unitaria; es decir, si la serie es o no estacionaria, presentando o no una reversion a la media (Choudhry y Luintel, 2001; Hasan, 2004; Liew et al., 2005; Cerrato y Satantis, 2006 son algunos trabajos que utilizan esta metodologia) (2). Si existe estacionariedad (reversion a la media), entonces se cumple la teoria y las desviaciones de corto plazo se corrigen con el tiempo, mientras que la PPA no se cumpliria ante la existencia de una raiz unitaria, no existiendo en este caso relacion entre el tipo de cambio nominal, los precios domesticos y los precios exteriores. Algunos autores (Grilli y Kamimsky, 1991; Hasan y Wallace, 1996) han observado que la volatilidad del tipo de cambio real depende, entre otras cosas, del sistema de tipos de cambio vigente durante el periodo contrastado, de los acontecimientos monetarios y de las politicas monetarias practicadas. Kanas y Genius (2005) sostienen, en este sentido, que el comportamiento del tipo de cambio real depende de su volatilidad, Ilegando a la conclusion de que es estacionario durante periodos en los que presenta una baja volatilidad y no estacionario durante periodos de elevada volatilidad. Por su parte, Yoon (2008) senala que los tipos de cambio reales muestran un comportamiento mas estacionario en periodos dominados por un contexto institucional de tipos de cambio fijos que durante periodos de tipos de cambio flexibles.

La literatura ha destacado que la teoria de la PPA se cumple fundamentalmente en el largo plazo (Rogoff, 1996), existiendo determinados factores que pueden impedir su cumplimiento, produciendo en el corto plazo desviaciones del tipo de cambio de mercado sobre el que determinaria la paridad de precios. (3) En este sentido, restricciones al comercio (que introducen trabas al libre funcionamiento de los mercados de bienes), costes de transporte, intervenciones en los mercados de divisas o controles de cambios (que distorsionan la libre formacion del precio de las monedas en el mercado), pueden llevar por un tiempo mas o menos prolongado al tipo de cambio nominal fuera de la senda de los precios relativos. Asimismo, la existencia de movimientos internacionales de capital, donde las expectativas juegan un papel fundamental e incorporan a la formacion de los tipos de cambio elementos de informacion de sorpresa, hace que las divisas evolucionen en ocasiones con una alta volatilidad y se produzcan desviaciones de la PPA, al estar basada esta teoria en el enfoque del mercado de bienes, frente al enfoque de mercado de activos aplicable a los movimientos financieros. (4) Incluso la existencia de bienes no comerciados internacionalmente puede hacer, a traves de la teoria Balassa-Samuelson, que la PPA no se cumpla ni siquiera en el largo plazo, sobre todo si el indice de precios utilizado en su contrastacion contiene una alta proporcion de bienes que no son objeto de comercio internacional. Frankel (1986) sostiene que, en ocasiones, se necesita el transcurso de un periodo de diez anos o mas para el restablecimiento de la PPA, despues de que una perturbacion condujera al tipo de cambio fuera de la senda marcada por la linea de los precios relativos. Por ello recomienda la contrastacion de la teoria con datos anuales y periodos muy prolongados. Kim (1990), y Ardeni y Lubian (1991) presentan argumentos similares.

A pesar de todas estas restricciones que se acaban de senalar, la evidencia empirica muestra que, a largo plazo, los paises mas inflacionistas tienden a tener monedes debiles, y la perdida de valor de su moneda viene determinado fundamentalmente por el diferencial entre la inflacion domestica y exterior.

Este trabajo pretende contrastar la teoria de la PPA, tomado como base la peseta espanola frente a tres monedas de referencia para las relaciones comerciales y financieras de Espana, como son la libra esterlina, el franco frances y el dolar estadounidense. (5) El periodo elegido abarca toda la historia de la peseta, desde su adopcion como unidad monetaria en 1868 hasta su desaparicion como moneda y su insercion en el euro en 2001. (6) Ello permite realizar un analisis de largo plazo para reforzar el cumplimiento de la PPA, ademas de contemplar en el analisis una gran variedad de regimenes cambiarios para cada uno de los paises implicados: patron oro, inestabilidad de entreguerras, tipos de cambio fijos y ajustables de Bretton Woods y posterior flotacion. Hay que tener en cuenta que la peseta ha permanecido en ocasiones al margen del contexto monetario internacional dominante: nunca llego a incorporarse al patron oro, manteniendo un regimen de flotacion con las otras tres monedas que si se instalaron en el patron metalico, y se incorporo tardiamente al sistema de Bretton Woods, manteniendo un sistema cambiario fuertemente administrado durante los cuarenta y cincuenta del siglo XX. Solo a partir de 1959 ha participado del contexto institucional vigente a escala internacional: Bretton Woods hasta los primeros setenta y flexibilidad cambiaria a partir de esa fecha, participando finalmente en el Sistema Monetario Europeo y en el proceso de construccion monetaria europea. Asi, el proposito es analizar si, en el largo plazo, el comportamiento del tipo de cambio de la peseta con estas tres monedas soporta la teoria de la PPA, a pesar de los distintos regimenes cambiarios y de todas las vicisitudes institucionales que han experimentado las cuatro monedas senaladas a lo largo de mas de un siglo y cuarto de historia que, como se ha senalado antes, podrian llevar transitoriamente al incumplimiento de la paridad de precios.

Este trabajo presenta como principal aportacion la contrastacion de la teoria, no solo desde una perspectiva bilateral, sino tambien multilateral, para el tipo de cambio de la peseta con respecto alas tres divisas senaladas.

Ademas, se contrasta para un periodo de tiempo suficientemente prolongado con el fin que las posibles desviaciones de la PPA, debidas a alguno los factores anteriormente apuntados, hayan podido corregirse. Para ello, en el siguiente epigrafe se planea el modelo y la metodologia utilizados, mientras que el epigrafe tercero presenta los principales resultados. Un epigrafe de conclusiones y las referencias bibliograficas cierran el trabajo.

2. MODELO Y METODOLOGIA.

Como ya se ha senalado, la PPA supone que, a largo plazo, el tipo de cambio nominal entre dos monedas evoluciona para compensar el diferencial de precios nacional y extranjero, y una implicacion de esta teoria es que la serie de tipo de cambio real ha de ser estacionaria. Por ello, se va a analizar en este trabajo la estacionariedad del tipo de cambio real de la peseta respecto a las monedas de referencia antes mencionadas, tanto desde el punto de vista bilateral como multilateral.

Con respecto a los tipos de cambio bilaterales, partimos de la expresion del tipo de cambio nominal planteado por la teoria de la PPA:

[E.sub.t] = [p.sub.t]/[p.sup.*.sub.t]

donde (E) es el tipo de cambio nominal expresado como precio de la moneda extranjera, y (P) y ([P.sup.*]) son, respectivamente, el nivel de precios nacional y extranjero. Tomando logaritmos, queda la siguiente expresion:

[e.sub.t] = [p.sub.t]/[P.sup.*.sub.t]

Definimos el tipo de cambio real (Q) como el tipo de cambio nominal (E) (expresado como el precio en pesetas de la libra, del marco y del dolar) multiplicado por un indice de precios ([P.sup.*]) ingles, frances o estadounidense y dividido por un indice de precios espanol (P) (7):

[Q.sub.t]= [E.sub.t] x [P.sup.*.sub.t]/[P.sub.t]

Expresado en logaritmos, queda la siguJente expresion:

[q.sub.t]= [e.sub.t] x [p.sup.*.sub.t]-[p.sub.t]

Las series de tipo de cambio nominal y precios se han obtenido de Aixala (1999) y del Boletin Estadistico del Banco de Espana. Los indices de precios son al por mayor. En sintonia con lo apuntando anteriormente, y como han senalado algunos autores (Froot y Rogoff, 1995; Shively, 2001 ; Coakley et al., 2005), la contrastacion de la PPA requiere un indice de precios que incluya una alta proporcion de bienes comercializables, y el indice aqui utilizado reune esta caracteristica, mostrandose por ello superior a un indice de precios al consumo o similar.

Para nuestro proposito, utilizaremos varios tests de raices unitarias, teniendo en cuenta que el cumplimiento o no de la teoria tiene que ver, en ocasiones, con las caracteristicas del test utilizado (Chortareas et al. 2002; Hasan, 2004; Liew, et al. 2004; Bahmani-Oskooee y Gelan, 2006). Se llevara a cabo la contrastacion mediante los test Dickey y Fuller Aumentado (ADF), Phillips-Perron (PP), Dickey-Fuller with Generalizad Least Square Detrending (DF-GLS) y Elliot-Rothenber-Stock Point Optimal Test (ERS). Todos estos tests plantean como hipotesis nula la estacionariedad en diferencias de la serie original; es decir, que la serie tiene una raiz unitaria, frente a la hipotesis de que la variable es estacionaria.

El test ADF (Dickey y Fuller, 1979, 1981) estima mediante minimos cuadrados ordinarios la hipotesis nula de existencia de una raiz unitaria en la serie a traves de un proceso generador de datos del tipo:

[DELTA][X.sub.t] = [[beta].sub.0] + [[beta].sub.1][X.sub.t-1] + [[beta].sub.2]T + [[suma].sup.n.sub.i=1] [[beta].sub.i] [DELTA][X.sub.t-1] + [[epsilon].sub.t] [1]

donde [X.sub.t] es la serie temporal, T una tendencia temporal lineal y [[epsilon].sub.t] el termino de error con media cero y varianza constante. A partir de la ecuacion (1), la hipotesis nula de raiz unitaria es [[beta].sub.1=] O. El numero de retardos (i) es elegido para que [[epsilon].sub.t] sea ruido blanco y la hipotesis nula se rechazara para valores suficientemente negativos segun el nivel de significatividad.

Dado el problema que supone la eleccion del numero de retardos (i), ya que el test puede ser sensible a esta seleccion y tambien a la exclusion de retardos que no resulten significativos, se estima tambien a traves de la variante propuesta por Phillips y Perron (1988) (PP). Se trata de una modificacion del t estadistico de Dickey-Fuller que permite autocorrelacion y heterocedasticidad en el termino de error de la regresion Dickey-Fuller. Esta basado en la estimacion de la ecuacion (2):

[DELTA][X.sub.t] = [[alfa].sub.0] + [[alfa].sub.1]T + [[alfa].sub.2][X.sub.t-1] + [[omega].sub.t] (2)

donde se excluyen los retardos de las primeras diferencias de la variable. Al no ser ahora necesariamente los residuos ruido blanco, se hace necesaria la correccion de la posible autocorrelacion.

El test DF-GLS es mas potente que el test Dickey-Fuller. En la regresion del test ADE la inclusion de constante o constante y tendencia tiene por objeto considerar los componentes deterministicos de los datos. Elliot, Rothenberg y Stock (1996) propusieron una modificacion de la regresion ADF en la cual se eliminaba la tendencia de los datos antes de llevar a cabo la prueba de raiz unitaria, usando las variables explicativas que han quedado fuera de los datos. La ecuacion a estimar para contrastar la existencia de raiz unitaria es la siguiente:

[DELTA][y.sup.d.sub.i] = [alfa] [y.sup.d.sub.t-1] + [[beta].sub.t][DELTA][y.sup.d.sub.t-1] + ... + [[beta].sub.t][DELTA][y.sup.d.sub.t-p] + [v.sub.t] {3)

donde [DELTA] es el operador de diferencias, [y.sup.d.sub.t] es el valor minimo cuadrado generalizado "de-trended" de la variable, [alfa] [[beta].sub.t], y [[beta].sub.p] son los coeficientes a estimar y [v.sub.t] es el termino de error independiente e identicamente distribuido. El constraste de raiz unitaria implica examinar si [alfa] es igual a cero en la ecuacion (3), utilizando los valores criticos tabulado por Elliot, Rothenberg y Stock {1996)

El test ERS domina a otros test de raiz unitaria cuando la serie temporal tiene una media desconocida o una tendencia lineal. El test se basa en la siguiente regresion en quasi-diferencias:

d([y.sub.t],|[alfa]) = d([x.sub.t]/[alfa]), [delta](([alfa]) + [[eta].sub.t] (4)

donde d([y.sub.t]|a) y d([x.sub.t], la) son datos cuasi-diferenciados de [y.sub.t] y [x.sub.t], respectivamente, y [[eta].sub.t] es un termino de error independiente y identicamente distribuido. En la ecuacion (4) [y.sub.t] es la variable cuyas propiedades de serie temporal se contrastan, [x.sub.t] puede contener solo una constante o constante y tendencia, y [delta](a) es el coeficiente a estimar. Elliot, Rothenberg y Stock recomiendan el uso de [alfa] = [barra.[alfa]], donde [[barra].alfa]] = 1-7/T cuando [x.sub.t] constante, y [bar.[alfa]] = 1-13.5/T cuando [x.sub.t] contiene constante y tendencia. Las hipotesis nula y alternativa son [alfa] = 1 y [alfa] = [alfa], respectivamente. El estadistico para contrastar la hipotesis nula es el siguiente:

[P.sub.T] = (SSR([barra.[alfa]) - ([[barra.[alfa]])SSR(1)/[f.sub.0]

donde SSR es la suma de los residuos al cuadrado de la ecuacion {4) y [f.sub.0] es un estimador de los residuos de frecuencia cero.

Los tests que se acaban de describir, ademas de aplicarse en este trabajo a los tipos de cambio bilaterales, se aplicaran tambien a tipos de cambio multilaterales, ya que una moneda puede depreciarse frente a otra y apreciarse frente a una tercera u otras varias, compensandose el efecto conjunto. Por ello, resulta relevante analizar las series de tipo de cambio efectivo real como una version multilateral de la PPA (Bahmani-Oskooee, 1988; Bahmani- Oskooee y Gelan, 2006). Los test de raices unitarias para el tipo de cambio efectivo real proporcionan una mejor perspectiva de la PPA, porque indican movimientos en el valor promedio de la moneda de un pais mas que movimientos frente a la moneda de un unico socio comercial, como hacen las series de tipos de cambio real bilaterales (Bahmani-Oskooee et al., 2007, 2008). Para ello se han construido las series de indice de tipo de cambio efectivo real de la peseta frente a las tres monedas senaladas. Se ha utilizado la media geometrica ponderada a traves de la siguiente expresion:

[EXPRESION MATEMATICA IRREPRODUCIBLE EN ASCII]

donde n es el numero de divisas, [E.sub.0it] y [E.sub.1it] son el tipo de cambio de la peseta respecto a la divisa i en t = 0, y t = 1, respectivamente, [[omega].sub.i] es la proporcion de las transacciones que Espana realiza en cada una de las divisas, y [P.sub.t] y [P.sub.t.sup.*] son el nivel de precios nacional y extranjero, respectivamente. (8)

Se han empleado tres diferentes sistemas de ponderaci6n en funcion de la importancia del comercio exterior con cada uno de los tres paTses a lo largo del tiempo: ponderacion fija, poderacion fija con actualizacion y variable con medias moviles La ventaja de la ponderacion variable radica en que permite recoger de forma permanente en la contrastacion las variaciones que se han ido produciendo en la estructura geografica del comercio exterior. Si la ponderacion es fija, entonces el indice de tipo de cambio efectivo permitira observar las variaciones que se han producido solo como consecuencia de las modificaciones cambiarias, independientemente de la estructura geografica del comercio. Por ultimo, si queremos recoger el efecto conjunto de las modificaciones cambiarias y de la estructura geografica del comercio, la ponderacion fija con actualizacion resultara la mas adecuada.

3. RESULTADOS.

Con respecto a los tipos de cambio bilaterales, y para las series de tipos de cambio oficiales (Cuadro 1), los diferentes tests utilizados muestran la imposibilidad de rechazar la hipotesis de raiz unitaria en la inmensa mayoria de los casos (solo el test DF-GLS-c para el caso del dolar y el franco frances presentan evidencia favorable a la PPA, con un nivel de significatividad al 10%). Asi, no estamos en presencia de series de tipo de cambio real estacionarias ni en la relacion peseta/dolar, ni peseta/franco, ni peseta/libra. Varias son las posibles causas que han podido distorsionar el cumplimiento de la teoria: las barreras arancelarias y las restricciones al comercio existentes en Espana durante buena parte del periodo analizado, la fuerte intervencion en el mercado de cambios que se produjo en Espana durante la decada de los veinte, la existencia de un tipo de cambio administrado y regulado durante los cuarenta y cincuenta, o la introduccion de la flexibilidad cambiaria durante los anos setenta del siglo XX, con la progresiva integracion y liberalizacion de los mercados internacionales de capital, que favorecio los movimientos especulativos y las expectativas cambiantes.

Ahora bien, al observar el perfil de las series (graficos 1 a 3), se detecta un periodo de especial divergencia del tipo de cambio real respecto a su valor de equilibrio. Se trata del periodo que abarca las decadas de los cuarenta y cincuenta del siglo XX, en el cual un complejo entramado de tipos de cambio administrados llevo a la cotizacion nominal de la peseta a unos niveles que nada tenian que ver con la evolucion de los precios relativos. Como se ha senalado con anterioridad, la presencia de un tipo de cambio oficial nominal administrado puede ser una de las causas de incumplimiento de la PPA, y ello a pesar de que, como se observa en los graficos, el tipo de cambio real vuelve a posiciones de equilibrio a la altura del Plan de Estabilizacion de 1959.

[GRAFICO 1 OMITIR]

[GRAFICO 2 OMITIR]

[GRAFICO 3 OMITIR]

Con el fin de comprobar si, efectivamente, la no estacionariedad de las series oficiales de tipo de cambio detectada con anterioridad puede ser debida al efecto producido durante los cuarenta y cincuenta por la presencia de tipos de cambio administrados, hemos aplicado los mismos tests a las series corregidas con la introduccion de los tipos de cambio que durante esas dos decadas se estaban cotizando en el mercado de dividas libre de Tanger. Los resultados obtenidos (Cuadro 1) cambian radicalmente, en el sentido de que ahora para todas las series se puede rechazar la presencia de raiz unitaria con diferentes niveles de significatividad, en la mayoria de los casos superiores al 5%. Ello supone la evidencia de estacionariedad del tipo de cambio real y, por tanto, el cumplimiento de la teoria de la PPA.

Si atendemos ahora a los tipos de cambio multilaterales (Cuadro 2), una vez mas la serie de tipo de cambio efectivo real construida con tipos de cambio oficiales muestra, en general, la imposibilidad de rechazar la existencia de raiz unitaria en ninguno de los tres tipos de ponderacion (solo los tests DF-GLS- c y ERS-c presentan evidencia favorable a la PPA para las tres monedas, con un nivel de significatividad del 10%). De nuevo, los graficos de las series (graficos 4 a 6) ponen claramente de manifiesto que son los anos cuarenta y cincuenta del siglo XX los que producen una divergencia del tipo de cambio efectivo real con respecto a su nivel de equilibrio, nivel al que vuelve con el inicio de la decada de los sesenta. Asi, como se ha hecho con los tipos de cambio bilaterales, cuando sustituimos para estas dos decadas los tipos de cambio oficiales por los tipos de cambio en el mercado libre de Tanger para construir la serie de tipo de cambio efectivo real, de nuevo los diferentes tests ponen de manifiesto la estacionariedad de las series, independientemente del tipo de ponderacion utilizada, con niveles de significatividad superiores al 5% en la mayoria de los casos.

[GRAFICO 4 OMITIR]

[GRAFICO 5 OMITIR]

[GRAFICO 6 OMITIR]

4. CONCLUSIONES.

Se ha pretendido en este trabajo contrastar la teoria de la paridad del poder adquisitivo, tanto desde el punto de vista bilateral con las series de tipo de cambio real como desde el punto de vista multilateral a traves de las series de tipo de cambio efectivo real frente a la libra esterlina, al dolar estadounidense y al franco frances, utilizando diferentes ponderaciones del comercio exterior de Espana con los tres paises en cuestion. Se ha contrastado para un periodo que abarca toda la vida de la peseta, desde su adopcion como unidad monetaria nacional en 1868 hasta su extincion e incorporacion al euro al final del ano 2001.

Los resultados, cuando se han utilizado Las series de tipos de cambio nominal oficiales, no permiten rechazar la hipotesis de raiz unitaria para el tipo de cambio real, ni para las relaciones bilaterales de la peseta con las tres divisas senaladas ni para la contrastacion de la PPA multilateral a traves del indice de tipo de cambio efectivo real, lo cual Ilevaria a rechazar el cumplimiento de la teoria. Las causas de este inclumplimiento, de acuerdo con la teoria, han podido ser varias: restricciones al comercio, movimientos financieros internacionales a corto plazo, intervencion en los mercados de divisas para reducir sus fluctuaciones, o mantenimiento de tipos de cambio fuera de mercado a traves de organismos de intervencion administrativa. El perfil de las series muestra que fue durante los anos cuarenta y cincuenta del siglo XX cuando el tipo de cambio real se ha alejado en mayor medida de las posiciones de equilibrio. Por ello, dejando incluso actuar al resto de las causas que se han senalado, se ha eliminado una de ellas: se han sustituido los tipos de cambio oficiales por los tipos de cambio cotizados en el mercado libre durante las dos decadas que presentan un mayor grado de intervencion administrativa en el regimen cambiario espanol. Las nuevas series permiten aceptar, en todos los casos, el cumplimiento de la teoria. Ello nos lleva a la conclusion de que, si bien es cierto que una serie de factores pueden llevar al incumplimiento de la PPA en el corto o medio plazo, la teoria acaba por cumplirse si se permite actuar a los tipos de cambio y a los precios durante un periodo de tiempo suficientemente prolongado.

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Gema Fabro

Universidad de Zaragoza

gfabro@unizar.es

Jose Aixala

Universidad de Zaragoza

jaixala@unizar.es

Recibido: junio de 2009; aceptado: enero de 2010.

(1) Un completo panorama sobre los fundamentos de la teoria de la PPA y su evolucion a lo largo del tiempo, lo encontramos en Officer (1982).

(2) Para una revision sobre cuestiones teoricas y empiricas de la PPA, vease Sarno y Taylor (2002) y Sarno (2005).

(3) El propio Cassel (1922) senalo que la vuelta al equilibrio, una vez que se ha salido de el, puede requerir un periodo de tiempo prolongado, debido a la fuerza de otras variables que inciden en el comportamiento del tipo de cambio a corto plazo.

(4) Shively (2001) senala que los niveles de precios son relativamente estables; sin embargo, el tipo de cambio nominal fluctua ampliamente debido a que esta sujeto a la volatilidad de los flujos de capital. Por ello, la PPA no se cumple a corto plazo.

(5) Entre los trabajos que han contrastado la teoria de la PPA para el caso de la peseta, para diferentes monedas y periodos, podemos destacar Montanes y Clemente (1999); Sabate, Gadea y Serrano (2003) y (2005), y Gadea y Sabate (2004).

(6) Se ha elegido 2001 como punto final del periodo contrastado, por ser este el Ultimo ano en que la peseta fue la unidad monetaria en Espana antes de la aparicion de euro como moneda en 2002. Asi, nuestro periodo de estudio comienza y termina con el principio y el final de la peseta como unidad monetaria nacional. Los resultados, por lo que al cumplimiento de la teoria de la PPA se refiere, no serian distintos si hubiesemos optado por finalizar el periodo en 1998 (Oltimo ano antes de la aparicion del euro como divisa), o incluso abarcar hasta la actualidad. La inclusion o no en nuestro analisis de estos pocos anos, que corresponden a un periodo de estabilidad macroeconomica, escasas restricciones al comercio y ausencia de interferencias publicas en los mercados de divisas, no alteran los resultados obtenidos ya que la contrastacion se ha realizado para un periodo de muy largo plazo que abarca 133 anos.

(7) Asi expresado, un incremento de Q supone una depreciacion real de la moneda nacional, debido a su depreciacion nominal y/o una inflacion extranjera superior a la nacional.

(8) Asi expresado, un aumento del ITCER implica una apreciacion real de la moneda nacional, debido a su apreciacion nominal y/o una inflacion nacional superior a la extranjera.
CUADRO 1: TC BILATERALES.

TESTS                     Bilateral (oficial)

              Dolar       Franco      Libra

ADF-c         -2.149      -2.483      -1.1165
ADF-c-t       -2.6282     -2.6232     -1.3938
DF-GLS-c      -1.7785 *   -1.6657 *   -1.2646
DF-GLS-c-t    -1.9822     -2.5673     -1.4139
PP-c          -2.3030     -2.4830     -0.8409
PP-c-t        2.7559      2.5085      1.3938
ERS-c         4.2705      5.4805      5.7022
ERS-c-t       12.6500     7.6062      16.5297

TESTS                   Bilateral (Tanger)

              Dolar         Franco         Libra

ADF-c         3.0218 **     3.9346 ***     -1.7968
ADF-c-t       3.6779 **     4.1196 ***     -3.9364 **
DF-GLS-c      -2.7486 ***   -2.9961 ***    -1.9272 *
DF-GLS-c-t    -3.0394       -4.1327 ***    -2.2581
PP-c          -3.0915 **    -2.9566 **     -3.3999
PP-c-t        3.7582 **     3.0419         4.0088 *
ERS-c         2.0697 **     1.0478 ***     3.6223 *
ERS-c-t       6.6251 *      2.2331 ***     4.9176

Nota: ADF: Augmented Dickey-Fuller Test; DF-GLS:
Dickey-Fuller Test with GLS Detrending; PP:
Phillips-Perron Test; ERS: Elliott, Rothenberg
and Stock Point Optimal Test; c (constante); c-t
(constante y tendencia).

CUADRO 2: TC MULTILATERALES.

                       Multilateral (oficial)

                                            Ponder.
                            Ponderacion     variable
              Ponderacion   fija con        medias
TESTS         fija          actualizacion   moviles

ADF-c             -2.0866         -2.0936     -2.0897
ADF-c-t           -2.0381         -2.0178     -2.0109
DF-GLS-c        -1.8204 *       -1.8213 *   -1.8128 *
DF-GLS-c-t        -1.9335         -1.9444     -1.9414
PP-c              -2.1379         -2.0728     -2.0641
PP-c-t             2.0701         -1.9803     -1.9694
ERS-c            4.1394 *        4.1457 *    4.1930 *
ERS-c-t           12.4730         12.2571     12.3030

                         Multilateral (Tanger)

                                             Ponder.
                             Ponderacion     variable
              Ponderacion    fija con        medias
TESTS         fija           actualizacion   moviles

ADF-c         -3.0619 * *      -2.8852 **      -2.8671 *
ADF-c-t         -3.1851 *         -2.9071         -2.8902
DF-GLS-c        2.4975 **      -1.9619 **     -1.9593 **
DF-GLS-c-t      -2.7840 *       -2.7370 *        -2.6063
PP-c          -3.4806 ***     -3.6206 ***    -3.8258 ***
PP-c-t          3.5182 **      -3.8710 **      -3.8314 *
ERS-c          1.3461 ***       2.0330 **       1.7508 *
ERS-c-t         4.3521 **        6.4673 *       5.6363 *

Nota: ADF: Augmented Dickey-Fuller Test; DF-GLS: Dickey-Fuller
Test with GLS Detrending; PP: Phillips-Perron Test; ERS: Elliott,
Rothenberg and Stock Point Optimal Test; c (constante); c-t
(constante y tendencia).
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Title Annotation:Seccion General
Author:Fabro, Gema; Aixala, Jose
Publication:Revista de Economia Mundial (Magazine of World Economy (ies)
Date:Jan 1, 2011
Words:6006
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