VOLUMEN XXIX, NÚMERO 1, ENERO-MARZO - … · nalmente, para medir el traspaso esperado se utiliza la descom-posición estructural de acuerdo con el criterio de Blanchard y Quah (1989),

CEMLA

ASAMBLEA Bancos Centrales Asociados (vox et vo-tum) y Miembros Colaboradores (vox)

JUNTA DE GOBIERNO, 2005-2007

Presidente: Banco Central de la Repú-blica Argentina Miembros: Banco Central de Belice Banco Central de Brasil Banco Central de Costa Rica

Banco de México (permanente) Banco Central de Reserva del Perú Banco Central de Venezuela.

AUDITORÍA EXTERNA

Banco de México

PERSONAL DIRECTIVO

Director General: Kenneth Coates Subdirector General: José-Linaldo Gomes de Aguiar Coordinadora Insti-tucional de Capacitación: Jimena Carre-tero Gordon Coordinador Institucional de Programas y Reuniones Técnicas de Banca Central: Fernando Sánchez Cua-dros Coordinador Institucional de Ser-vicios de Información: José de Jesús So-brevilla Calvo Coordinador Institucional de Administración y Finanzas: Javier Granguillhome Morfín.

monetaria es una publicación trimestral del Centro de Estudios Monetarios Latinoamericanos, Durango n0 54, México, D. F., 06700. ISSN 0185 1136.

monetaria VOLUMEN XXIX, NÚMERO 1, ENERO-MARZO DE 2006

Luis Fernando Escobar Patiño Pablo Hernán Mendieta Ossio

1 Inflación y depreciación en una economía dola-rizada: el caso de Bolivia

Martha Misas Arango Enrique López Enciso Juana Téllez Corredor José Fernando Escobar Restrepo

41 La inflación subyacente en Colombia

Mauricio Mayorga M. Carlos Torres G.

79 EL mecanismo de transmisión del crédito ban-cario y su relevancia para el caso de Costa Rica

Los trabajos firmados son responsabilidad de los autores y no coinciden nece-sariamente con el criterio del Centro de Estudios Monetarios Latinoamericanos.

Publica el CEMLA, con la debida autorización, el trabajo de L. F. Escobar Patiño y P. H. Mendieta Ossio, funcionarios, del Banco Central de Bolivia (BCB), presenta-do en la X Reunión de la Red de Investigadores de Bancos Centrales del Continente Americano, auspiciada por el Banco Central de Reserva del Perú y el CEMLA, cele-brada en Lima, el 5 y 7 de octubre de 2005, Una versión previa se publicó en la Revista de Análisis, del BCB, vol. 7, no 1, de junio de 2004 y en la Revista FLAR, no 2, de marzo de 2006. Los autores agradecen los comentarios y sugerencias de Armando Pinell, Raúl Mendoza, María Angélica Aguilar y Humberto Arandia. El contenido de este trabajo es de exclusiva responsabilidad de los autores y no com-promete la opinión del Banco Central de Bolivia o de sus autoridades. Correos elec-trónicos de los autores: [email protected] y pmendieta@ bcb.gov.bo/

MONETARIA, ENE-MAR 2006

Luis Fernando Escobar Patiño Pablo Hernán Mendieta Ossio

Inflación y depreciación en una economía dolarizada: el caso de Bolivia

Cuando el dólar sube, todo sube, opinión de un oyente en el programa

Voz Popular de Radio Panamericana de Bolivia (agosto de 2004)

I. INTRODUCCIÓN

No cabe duda que los mecanismos de transmisión de la política monetaria difieren entre países, de acuerdo con sus característi-cas institucionales y estructurales. En el caso de economías al-tamente dolarizadas el canal más importante está relacionado con el tipo de cambio, que actúa como el ancla nominal de las expectativas de los agentes. Existe evidencia que apoya esta no-ción para el caso boliviano (Orellana et al., 2000).

En ese sentido, se debe reconocer que en estas economías, una depreciación nominal no necesariamente conduce a una


2

depreciación real. Dado que el tipo de cambio es crucial en la formación de las expectativas de los agentes económicos, una depreciación nominal podría traducirse en un alza de los pre-cios internos, con lo cual su efecto en el tipo de cambio real y el impulso a la actividad, a través del sector transable, podría ser menor.

Dentro de este contexto, un aspecto clave es el coeficiente de traspaso de la depreciación a la inflación (o pass-through), que mide la variación acumulada de los precios internos debido a una variación (también acumulada) del tipo de cambio. Si dicho indicador es cercano o mayor a la unidad, entonces el tipo de cambio nominal es efectivo en el control de los precios internos, pero no así en estimular la actividad económica.

Al respecto se deben hacer dos observaciones. La primera se refiere a la dinámica implícita; esto significa que el traspa-so es una cuestión más bien de grado que de orden. En el ca-so de las economías abiertas, se podrían observar coeficientes distintos para diferentes periodos de tiempo. Incluso en un principio el traspaso podría tornarse negativo, para aumentar paulatinamente. Y desde determinados análisis teóricos, en el largo plazo podría llegar a ser uno. El otro aspecto se refiere a la discrepancia que podría existir entre el traspaso esperado y el efectivamente observado. La diferencia podría deberse, por ejemplo, a problemas de credibilidad de la autoridad (Ize y Powell, 2004).

Para cuantificar este fenómeno para el caso boliviano se utili-zan enfoques basados en vectores autorregresivos (VAR). Dos primeros para evaluar la magnitud del traspaso efectivo y un tercero intenta medir el traspaso esperado.

La primera metodología va en la línea iniciada por McCarthy (1999) para países industrializados y modificada para economías emergentes en estudios subsecuentes. La ventaja de este enfo-que de VAR estructural es que permite comparar el coeficiente de traspaso con otros países. La segunda metodología consiste en el enfoque de cointegración, la cual además permite obtener una función de política monetaria para el tipo de cambio. Fi-nalmente, para medir el traspaso esperado se utiliza la descom-posición estructural de acuerdo con el criterio de Blanchard y Quah (1989), con el fin de obtener la inflación esperada, para posteriormente realizar análisis de cointegración habitual entre esta variable y la depreciación esperada, implícita en las tran-sacciones en moneda nacional y extranjera.

El principal aporte de esta investigación es que permite con-tar con un cálculo actualizado del coeficiente de traspaso, con-

L. F. ESCOBAR PATIÑO, P. H. MENDIETA OSSIO

3

dicionante fundamental para las decisiones de política moneta-ria en una economía altamente dolarizada como la boliviana, que permiten afectar (por lo menos temporalmente) las varia-bles reales de la economía que están relacionadas con el tipo de cambio real. O alternativamente, revela la capacidad de la auto-ridad monetaria para estabilizar la inflación (efectiva y espera-da) a través de movimientos del tipo de cambio.

Dentro de las principales conclusiones, se destaca el hecho que el coeficiente de traspaso no ha permanecido estable, sino por el contrario, habría variado en función a la tasa de depre-ciación y, probablemente, a la política de precios administrados. El grado de dolarización determinaría un coeficiente de traspa-so del tipo de cambio mayor al de los precios externos, que en su caso llega a ser prácticamente uno para la relación entre la inflación y depreciación esperadas. Este último aspecto signifi-caría que los agentes económicos esperan efectos de la evolu-ción del tipo de cambio, en una magnitud mayor a la que efec-tivamente se observa.

El documento se organiza como sigue. Luego de esta intro-ducción, se revisa la literatura empírica internacional y nacional sobre el coeficiente de traspaso. Posteriormente se utilizan dos VAR para analizar la evolución de este coeficiente en los últimos años. La cuarta sección obtiene la inflación esperada para luego analizar el coeficiente de traspaso esperado. La última sección enumera los principales hallazgos del documento y establece una agenda tentativa para futuras investigaciones al respecto.

II. BREVE REVISIÓN DE LA LITERATURA EMPÍRICA SOBRE TRASPASO

Esta sección revisa los principales estudios sobre el traspaso de depreciación a inflación, tanto del caso más general sobre la evidencia internacional, como de la particular experiencia boli-viana.

1. Evidencia internacional

La línea de investigación que dio un impulso renovado al es-tudio empírico del coeficiente de traspaso es la de McCarthy op. cit., donde se estudia el impacto de los tipos de cambio y de los precios de importación sobre los precios domésticos. Básica-mente, la metodología consiste en un modelo de “cadena de distribución de precios” estimada a través de un VAR recursivo,


4

aplicada a un conjunto importante de países industrializados.1 Una característica sobresaliente es que se mide el efecto de la

depreciación en cada etapa de la cadena (precios de importado-res, mayoristas y consumidores finales). Su motivación más im-portante es explicar la tendencia decreciente de la inflación en estos países a partir de las apreciaciones de las monedas nacio-nales y el consecuente descenso en los precios de los artículos importados. El planteamiento del modelo estimado establece que la inflación en cada segmento de la cadena se explica por diversos componentes relacionados a la inflación esperada (da-da la información disponible), los shocks de demanda y oferta, los shocks externos (a través del tipo de cambio y de los precios importados) y los shocks idiosincrásicos a cada segmento. Estos shocks podrían racionalizarse como cambios en la capacidad para fijar precios y márgenes de comercialización de las firmas en cada segmento.

Consecuente con los resultados intuitivos, los precios de las economías analizadas caen frente a una apreciación del tipo de cambio, cuyo efecto es menor en la medida que se avanza en la cadena de distribución. Por su parte, los coeficientes de traspa-so serán más altos en la medida que exista una mayor apertura (en el sentido de participación de las importaciones en el pro-ducto), mayores niveles de competencia y menor volatilidad del tipo de cambio y del producto. Por otra parte, los precios res-ponderían positivamente a cambios en los precios importados, en mayor magnitud que frente a shocks del tipo de cambio. En ambos casos, el traspaso no llega a ser completo. Finalmente, se encuentra que los factores mencionados (tipo de cambio y pre-cios importados) explican sólo una parte de la variación de los precios de consumo.

Esta metodología ha sido aplicada a varias economías indus-trializadas2 y emergentes,3 entre ellas algunas de Latinoamérica como Brasil, Chile, Colombia y Perú, modificando parte de su estructura en consideración a las características típicas de estas economías así como a la disponibilidad de información.

En el caso de Brasil, Belaisch (2003) utiliza distintos índices

1 A saber, Estados Unidos, Japón, Alemania, Francia, el Reino Unido, Bél-gica, Holanda, Suecia y Suiza.

2 Otros estudios en la misma línea comprenden a Mihailov (2003) para Es-tados Unidos, Japón y Alemania; y, Hahn (2003) para la Zona del Euro.

3 Para las economías emergentes no latinoamericanas véase Gattin-Turkalj y Pufnik (2003) para Croacia; Berben, Berk y otros (2002) y Buddhari y Chen-savasdijai (2003) para Tailandia; Hyder y Shah (2004) para Pakistán; Kokoszc-zynski y otros (2002) para Polonia; y, Gueorguiev (2003) para Rumania.


5

de precios para medir el traspaso y concluye que el coeficien-te de traspaso ha ido cayendo en comparación con estudios realizados anteriormente para ese país; y, que dicho coefi-ciente es menor a los obtenidos en otros países latinoameri-canos. La baja magnitud encontrada se explicaría por la re-ducida apertura externa de la economía brasileña, la subes-timación de los productos no transables en los índices de pre-cios, la inflexibilidad de precios (incluso de las importacio-nes), la sustitución de importaciones, el carácter procíclico que tendría el traspaso y, finalmente, la percepción de que la depreciación tiene carácter transitorio. Las estimaciones rea-lizadas muestran un coeficiente de traspaso en torno a 0,23 en el caso de los precios al consumidor, el cual aumenta a medida que se retrocede en la cadena de distribución, tal como era de esperarse en el enfoque adoptado.

La experiencia chilena al respecto es analizada en Morandé y Tapia (2002), quienes además de utilizar la metodología de McCarthy, utilizan un estimador recursivo entre inflación y de-preciación que muestra la caída del coeficiente de traspaso des-de un máximo de 0,5 a mediados de los noventa hasta 0,1 a mediados de 2002. En cuanto a la metodología estándar al res-pecto, muestran a través del uso de ventanas móviles que tanto el traspaso a los precios mayoristas como a los del consumidor final han caído considerablemente, inclusive tornándose no sig-nificativos. Entre las hipótesis que se utilizan para explicar esta caída se encuentran la menor importancia del tipo de cambio para la autoridad en el manejo monetario y su repercusión en las expectativas de las personas; el desarrollo de instrumentos cambiarios para protegerse del riesgo cambiario; y, la reducción de los márgenes de actividad minorista (sobre todo en el punto bajo del ciclo).

Por su parte, Rowland (2003) estima el traspaso para Colom-bia, tanto con el uso de la metodología de McCarthy como con el uso de vectores de cointegración. Entre sus hallazgos, se en-cuentra el hecho que el traspaso es incompleto. En el caso de los precios de las importaciones, éste llegaría a 0,8 en 12 meses; a 0,28 en el caso de los precios al productor; y, a 0,15 para los precios al consumidor final. Por lo tanto, el autor concluye que el efecto final de una depreciación es más bien modesto en el caso de los precios finales.

Una investigación más cercana al caso boliviano es la adapta-ción de la metodología estándar a la experiencia peruana, lle-vada a cabo por Miller (2003) y Winkelried (2003). El primero, luego de analizar los canales a través de los cuales las variacio-


6

nes del tipo de cambio afectan a los precios, presenta los princi-pales aspectos que merecen atención en la evaluación del tras-paso como magnitud, velocidad y simetría. Luego, identifica los factores que lo determinan: la política de precios, los costos de menú, la sustitución entre productos importados y nacionales, la penetración de importaciones, la composición de la canasta del índice de precios al consumidor (IPC), la naturaleza (tem-poral/transitoria) del ajuste del tipo de cambio, el contexto in-flacionario, la volatilidad del tipo de cambio, la incertidumbre de la demanda agregada, el grado de apertura de la economía, el rol del Estado en la economía y la brecha del tipo de cambio real respecto a su nivel de equilibrio.

En el análisis inicial de correlaciones móviles, Miller observa que el traspaso no es completo, e incluso no se traslada inme-diatamente a precios. Consistente con los anteriores estudios, con la metodología usual encuentra evidencia de que el traspa-so es menor en las etapas finales de la cadena de distribución. La principal diferencia con la metodología de McCarthy es que los shocks de oferta se miden utilizando los términos de inter-cambio en lugar de los precios del petróleo, lo cual es más per-tinente en el caso de economías emergentes. Por otra parte, en lugar de utilizar los precios al productor, se utiliza una serie de precios al por mayor. Además, se consideran definiciones alter-nativas de inflación (total, bienes transables y subyacente). Los resultados empíricos muestran en el largo plazo un traspaso de 0,89 para los precios de bienes importados; de 0,46 para los precios al por mayor; y de apenas 0,16 para los precios al con-sumidor. Por otra parte, en el largo plazo el traspaso a los pre-cios transables sería de 0,20, mientras que en la inflación subya-cente estaría en torno a 0,18. También se concluye que las fluc-tuaciones del tipo de cambio explican una modesta proporción de las fluctuaciones de la inflación total, transable y subyacente; a diferencia de la inflación de bienes importados, que responde de manera importante a las variaciones del tipo de cambio.

2. Evidencia para el caso de Bolivia

Con el antecedente de la hiperinflación y posterior estabiliza-ción de la economía boliviana, varios autores han enfatizado que la relación entre el tipo de cambio y la inflación es crucial, fundamentalmente con fines de estabilización de la variación de los precios, dado el papel de ancla nominal del tipo de cambio. A medida que la tasa de inflación ha caído y se ha estabilizado, esta orientación del análisis ha cambiado implícitamente hacia


7

el interés de analizar la repercusión de las depreciaciones no-minales en la depreciación real. Por lo tanto, y tal como se rese-ña a continuación y se discutirá en la siguiente sección, el paula-tino proceso de estabilización se ha reflejado en una caída del coeficiente de traspaso, dando mayor oportunidad de acción a la política monetaria para promover acciones contracíclicas.

Dentro de los primeros trabajos se encuentra el de Huarachi y Gumiel (1987), quienes utilizaron un modelo de inflación con sectores transable y no transable (en la línea de los modelos es-candinavo y australiano), concluyendo en la existencia de una relación estrecha entre la inflación y la depreciación (en torno a 0,84).

Un trabajo posterior de Morales (1989) analizó la pertinencia de la política de devaluaciones basada en los diferenciales de in-flación nacional e internacional, concluyendo que el traspaso entre 1986 y 1989 estaba en torno a 0,74.

Con otro enfoque basado en la determinación simultánea de la inflación y de la depreciación, Comboni y de la Viña (1992) estiman un modelo semanal con el método de máxima verosi-militud con información incompleta para los tres años que van entre 1989 y 1991. La principal conclusión a la que llegan los autores es que el traspaso contemporáneo (de corto plazo) esta-ría en torno a 0,65. Dicho resultado no debe sorprender, ya que se estudia un período muy cercano a la hiperinflación y estabili-zación de 1984-86, donde los agentes todavía estaban muy pen-dientes del tipo de cambio, además que la credibilidad de la au-toridad monetaria todavía era muy limitada.4

En un documento posterior, Comboni (1995) estima un mo-delo con información decadarial5 entre 1992 y 1994, en el que incluye la estacionalidad y los cambios en el precio del petróleo. El coeficiente de traspaso se estimó en torno a 0,52.

Dentro de los estudios más recientes, Orellana y Requena (1999), desarrollan un modelo empírico de inflación que inclu-ye la estimación de un VAR con información mensual entre 1990 y 1999. Para incorporar la caída del traspaso durante di-cha década, utilizan la depreciación observada en niveles y tam-bién elevada al cuadrado, introduciendo una no linealidad que determina que el traspaso estimado dependa del nivel de

4 Téngase como antecedente que las tasas de inflación y depreciación se en-

contraban en torno a 20 por ciento. 5 En Bolivia, el IPC se publica mensualmente, pero existe un indicador par-

cial cada diez días (decadarial) que sólo es de uso interno para las autoridades del gobierno y del banco central.


8

depreciación observado. El coeficiente mencionado estaría en torno a 0,24 para depreciaciones de 6% (en términos anualiza-dos) hasta llegar a 0,96 para depreciaciones mayores a 30 por ciento.

Finalmente, Cupé (2002) estudia el traspaso con un modelo desagregado del IPC, con el fin de analizar el efecto en cada uno de los principales componentes del índice para los cuatro años siguientes a diciembre de 1998. El principal aporte es la discriminación del traspaso en un contexto de precios adminis-trados de los hidrocarburos. Dentro de sus principales conclu-siones, se destaca que el coeficiente sería de 0,24 si los precios de los hidrocarburos permanecen constantes, mientras que si éstos suben, el coeficiente también subiría a 0,30.

Para resumir la literatura revisada y a pesar de que las meto-dologías empleadas y las definiciones de traspaso no son nece-sariamente comparables, podemos concluir que las estimaciones del coeficiente de traspaso en Bolivia han caído paulatinamente desde un máximo cercano a la unidad durante la hiperinflación hasta llegar a valores más cercanos a 0,25 en los últimos años.

III. EL TRASPASO EFECTIVO EN BOLIVIA

1. Análisis preliminar

Como una primera aproximación para el estudio del traspaso


9

entre depreciación e inflación se utilizará el análisis gráfico de ambas series. En la gráfica I se observan las trayectorias men-suales de la inflación y la depreciación nominal del tipo de cambio en el período 1990-2005, observándose una caída im-portante en ambas variables. También se puede apreciar que a principios de lo noventa la depreciación parecía anticipar la in-flación, relación que se habría disipado en los últimos años, se-gún el análisis gráfico.

Para analizar las relaciones dinámicas entre inflación y de-preciación, utilizaremos el enfoque empleado para Chile por García y Restrepo (2001), quienes consideran las correlaciones móviles (con ventanas móviles de muestra fija y muestra varia-ble) y el coeficiente de una regresión entre inflación y deprecia-ción rezagada, además de una tendencia. Los resultados con una ventana de 2 años se muestran en la gráfica II.

La observación gráfica no proporciona ninguna tendencia discernible. Por el contrario, los resultados muestran una alta volatilidad en esta relación a lo largo del tiempo, aspecto que será discutido formalmente cuando se utilice la metodología de vectores de cointegración. Una explicación preliminar consiste que dada la naturaleza de precios administrados que existe en la economía boliviana,6 la relación entre estas variables se torna inestable, además de que se ve afectada por frecuentes shocks de otro carácter (fenómenos políticos y sociales, desastres natura-les, etc.). En ese sentido, llama la atención el repunte del efecto condicional de la depreciación (con ventana móvil de tamaño fi-jo) a partir de 2005, que coincide con el alza del precio de de-terminados hidrocarburos (gráfica II, inciso B).

2. La especificación general del VAR estructural

Para formalizar este análisis, se seguirá la metodología de McCarthy op. cit., con la estimación y posterior descomposición estructural de tipo recursivo. Básicamente, dicho modelo mide cuantitativamente el impacto de la depreciación del tipo de cambio en el índice de precios pertinente a cada eslabón de la cadena de distribución (precios importados, precios al por ma-yor y precios al consumidor). Se asume además que diferentes tipos de shocks afectan a los precios en cada una de estas etapas (de oferta, demanda, tipo de cambio y términos de intercambio).

Se parte del supuesto de que los shocks de oferta y demanda

6 De servicios antes de la privatización de mediados de los noventa y de los hidrocarburos en esta década.


10

son exógenos al régimen del tipo de cambio. Además, el es-quema implica que las decisiones de los precios en la importa-ción y producción pueden tener un impacto contemporáneo en los precios a los consumidores, pero éstos últimos no lo pueden tener en los primeros, dando lugar a una descomposición a la Choleski. Por lo tanto, siguiendo el enfoque citado, las ecuacio-nes que componen el VAR son las que se señalan a continua-ción:

(1) oilt

oiltt

oilt E εππ += − )(1

(2) yt

oiltttt ayEy εε ++= − 11 )(


11

(3) et

yt

oiltttt bbeEe ∆

− +++∆=∆ εεε 211 )(

(4) m

te

tyt

oilt

mtt

mt cccE πεεεεππ ++++= ∆

− 3211 )(

(5) pm

tte

tyt

oilt

ptt

pt ddddE ππ εεεεεππ +++++= ∆

− 43211 )(

(6) cpm

ttte

tyt

oilt

ctt

ct fffffE πππ εεεεεεππ ++++++= ∆

− 543211 )(

La ecuación (1) muestra que la variación del precio del petró-leo en el período t dependerá del valor esperado para dicho producto en el período previo más una perturbación estocástica que es entendida como un shock de oferta que enfrenta la eco-nomía. La ecuación (2), utilizada para modelar la demanda, in-corpora además de la esperanza condicional respectiva, el shock de oferta y el shock de demanda, y

tε . Por su parte, la ecuación (3) describe la evolución del tipo de cambio, donde se adiciona el término e

t∆ε que corresponde al shock del tipo de cambio. La

construcción de las ecuaciones (4) a (6) sigue la misma lógica y corresponden a los precios importados, al productor y al con-sumidor, respectivamente. En resumen, en cada ecuación se encuentra la esperanza condicional de la variable en cuestión, a la que se suman los shocks generados en las ecuaciones anterio-res y el shock pertinente a la variable en cuestión.

Adicionalmente, se supone que las esperanzas condicionales de cada ecuación pueden ser reemplazadas por proyecciones li-neales de los rezagos de las seis variables del sistema. De esta manera, el VAR tiene una estructura que puede ser estimada a través de la descomposición de Choleski.

3. Los datos y la especificación modificada del VAR estructural

Para la estimación empírica del VAR, se tomaron series men-suales de las variables durante enero de 1988 y febrero de 2004. La mayoría de ellas provienen de las estadísticas habitua-les del BCB y del Instituto Nacional de Estadística (INE), descri-biéndose las definiciones y fuentes en el anexo 1. En lugar de uti-lizar el precio del petróleo como la serie que permite identificar los shocks de oferta, se utilizó el índice de precios en dólares co-rrespondiente a los principales socios comerciales de Bolivia.

Dado que en Bolivia no se cuenta con un indicador de pro-ducción agregada mensual,7 se calculó la brecha del producto

7 Hasta hace algunos años existía el índice mensual de actividad económica


12

potencial (calculado con el filtro de Hodrick, y Prescott, 1999) respecto del PIB desestacionalizado (con el método X-12 ARIMA), sobre la base de la información trimestral. Para mensualizar la serie de brecha del producto, se aplicó un ponderador muy ba-jo (10) al filtro mencionado, a fin de evitar los saltos disconti-nuos que existían cada tres meses.

Debido a que no se dispone de información estadística men-sual sobre los precios al importador, al productor o al por ma-yor, se optó por prescindir el análisis de la transmisión de pre-cios en la cadena de distribución. En ese sentido, la única serie de precios utilizada corresponde al índice de precios al consu-midor (IPC) publicado mensualmente por el INE.8

De esta manera, la estructura de estimación queda planteada para el caso boliviano como:

(7) IPEt

IPEtt

IPEt E εππ += − )(1

(8) yt

IPEtttt ayEy εε ++= − 11 )(

(9) et

yt

IPEtttt bbeEe ∆

− +++∆=∆ εεε 211 )(

(10) c

te

tyt

IPEt

ctt

ct fffE πεεεεππ ++++= ∆

− 3211 )(

La información de precios y tipo de cambio fue utilizada en variaciones porcentuales en forma logarítmica. De esa forma se evitan los problemas de no estacionariedad de algunas de las series.

El VAR fue estimado escogiendo el número de rezagos con los criterios usuales de elección (Akaike, Schwartz y la función de verosimilitud), verificando que los residuos estimados no tengan autocorrelación y que correspondan simplemente a “ruido blanco”. Para ello, se utilizó la prueba LM de autocorre-lación. Los criterios mencionados señalaron la utilización de sie-te rezagos. Entre las variables exógenas adicionales, sólo se in-cluyeron tres variables dicotómicas para aislar puntos atípicos dentro la muestra.9

4. Los resultados del VAR estructural

El principal instrumento para el análisis del traspaso corres-——— de Bolivia (IMAEB), el cual fue descontinuado por el Instituto Nacional de Es-tadística.

8 Una extensión en proceso, incluirá como una cadena adicional el indica-dor de inflación subyacente.

9 Corresponden a enero y febrero de 1991 y noviembre de 2000.


13

ponde a las funciones de impulso-respuesta acumuladas. Éstas permiten conocer cuál es el efecto acumulado de un shock a una variable sobre el resto de las variables del sistema. Específica-mente, es de interés conocer el impacto de un shock del tipo de cambio, sobre los precios de la economía.

El traspaso acumulado, que se obtiene de las funciones de impulso respuesta, corresponde a:

(11) ∑

∑=

=+

=+

+ T

jjtt

T

jjtt

jttDEP

INFPT

1,

1,

,

Donde ∑ + jttINF , es el cambio acumulado en la inflación j me-ses después del shock inicial del tipo de cambio y ∑ + jttDEP , es la depreciación acumulada del tipo de cambio en el mismo perío-do ante un shock en dicha variable.

Para medir el efecto de los cambios en los precios en dólares de los principales socios comerciales, se utiliza una fórmula si-milar, reemplazando en el denominador las variaciones de estos precios externos. En este caso, las variaciones responden a un shock producido en la inflación de precios externos.

En la gráfica III se muestra el coeficiente de traspaso estima-do para todo el período, tanto para el tipo de cambio como pa-ra los precios internacionales. El multiplicador de impacto del tipo de cambio estaría en torno a 0,34, el cual se transmite to-talmente en el largo plazo (3 años) a la inflación. En el caso de los precios externos, el impacto inicial llega apenas al 0,036, el


14

cual se estabiliza en el largo plazo en torno a 0,4. Este último resultado es consistente con la participación de los bienes tran-sables en el índice de precios al consumidor, mientras que el primer resultado sería coherente con la importancia del tipo de cambio como ancla nominal en una economía dolarizada.

Si bien el anterior resultado es ilustrativo, cubre un período extenso en el cual la inflación y la depreciación han ido cayendo continuamente, gracias al esfuerzo estabilizador y la credibili-dad ganada por la autoridad monetaria.

Corresponde por lo tanto, efectuar el análisis dinámico del traspaso de estas variables, especialmente en los últimos años, con el fin de analizar si éste ha caído o se ha mantenido cons-tante. Para ello se siguieron dos metodologías de ventanas mó-viles. La primera corresponde a recortar paulatinamente la muestra, en el sentido de quitar las observaciones iniciales en cada estimación, hasta llegar al mínimo necesario para estimar el VAR.10 La segunda metodología consiste en una estimación con ventanas móviles del mismo tamaño que retroceden paula-tinamente hasta llegar al inicio de la muestra considerada.

Los resultados del primer enfoque para el tipo de cambio y los

10 Usualmente la ventana móvil va en sentido contrario: se utilizan las pri-

meras “n” observaciones para estimar, a la cual se van añadiendo paulatina-mente las demás observaciones. En cambio, se utilizará el número mínimo de estimaciones para estimar el VAR de la muestra que termina en febrero de 2004, para ir añadiendo paulatinamente el período anterior, hasta cubrir toda la muestra.


15

precios internacionales se muestran en las gráficas IV y V, mientras que los de la segunda perspectiva en las gráficas VI y VII.

Uno de los resultados que se obtienen de las gráficas V y VII, es que el efecto de largo plazo de las variaciones de los precios internacionales en la inflación ha permanecido más o me-nos constante. Lo que parece haber cambiado es la distribu-


16

ción temporal de los efectos entre los tres meses y un año. El efecto al primer trimestre habría disminuido por lo menos en 10 puntos porcentuales y el efecto anual que era muy cercano al de largo plazo, también habría caído en la misma magnitud. Es-to significaría que si bien los efectos de largo plazo no se habrí-an modificado, la transición hacia ese estado habría cambiado (en nuestro caso, la transición dura más tiempo).

En cuanto al tipo de cambio, el traspaso habría bajado desde un efecto pleno en el largo plazo hasta un reducido 30%. En cuanto a la velocidad de transición hacia el traspaso de largo plazo, ésta no parece haberse modificado significativamente.

Los dos traspasos muestran un cambio significativo a partir de agosto de 2001. Este comportamiento estaría ligado a la hipótesis de que el comportamiento de la inflación está muy in-fluido por el carácter de los precios administrados de los deri-vados de hidrocarburos, los cuales han permanecido relativa-mente constantes en los últimos años, con excepción del alza observada a finales de 2004. Tal como lo demuestra Cupé op. cit., el traspaso varía sustancialmente si se modifican estos pre-cios respecto de la situación alterna. En la siguiente sección, re-forzaremos el argumento de que la estructura del traspaso no ha variado considerablemente, con el uso de la relación entre inflación y depreciación esperadas.

Por otra parte, una forma de racionalizar un traspaso cerca-no a uno del tipo de cambio, es su papel de ancla cambiaria; aún las expectativas de variación de los salarios de los agentes


17

están relacionadas con el tipo de cambio, lo cual generaría un efecto pleno en el largo plazo sobre los precios.

Otro punto adicional que se debe destacar es que, contraria-mente a lo que se esperaría desde una perspectiva teórica, exis-te una divergencia importante entre el coeficiente de traspaso de los precios internacionales y el correspondiente del tipo de cambio. En efecto, Noton (2003) desarrolla un modelo teórico con imperfecciones macroeconómicas del traspaso; y, una de sus conclusiones al respecto es que, en equilibrio, ambos traspa-sos deberían ser idénticos. Una tarea futura de investigación consistirá en estudiar teóricamente esta divergencia, aunque de forma preliminar y como se adelantó, se podría sospechar que el alto grado de dolarización y el rol del tipo de cambio como ancla nominal inciden en que el tipo de cambio tenga una ma-yor importancia que en una economía sin estas características.

5. El pass-through con un enfoque de cointegración

El anterior enfoque puede ser complementado con el análisis de las relaciones de cointegración que existen entre las tres va-riables en cuestión: precios internos, tipo de cambio y precios externos. Para ello, el cuadro 1 reporta las pruebas de hipótesis de raíz unitaria para el logaritmo del IPC, del tipo de cambio nominal y de los precios externos en dólares, siguiendo el enfo-que secuencial sugerido por Dolado et al. (1990) y tomando los valores críticos para la constante y tendencia reportados en Hamilton (1994). Llama la atención que de acuerdo con este particular test, el IPC resulte ser estacionario con constante. Si ese fuera el caso, entonces la prueba de hipótesis de cointegra-ción a la Johansen (1988) debería ser modificada ante la inclu-sión de una variable estacionaria endógena a las relaciones de largo plazo, obteniéndose los valores críticos de un proceso de bootstraping sugerido por Kapetanios, Mitchell y Weale (2000). Sin embargo, las pruebas adicionales reportadas en el cuadro mencionado sugieren evidencia mixta, por lo cual se tratará al IPC como una variable no estacionaria.

Otro problema surge al considerar que la variable relaciona-da con los precios externos es en realidad exógena y a la vez no estacionaria. En ese caso, también se debería modificar la prue-ba de cointegración, de acuerdo con el procedimiento sugerido por Pesaran, Shin y Smith (2000), utilizando los valores asintó-ticos propuestos por dichos autores. Los resultados se muestran en el cuadro 2 e indican que no existiría ninguna relación de cointegración entre las variables mencionadas. No obstante, es


18

CUADRO 1. TEST DE RAÍZ UNITARIA PARA EL IPC, TCN E IPE

Índice de precios al

consumidor

Tipo de cambio nominal

Índice de precios externos (dls)

Estadístico DFA -4,94 2,59 1,44 Probabilidada (%) Menor a 0.1 99,8 96,3 Valores critícos:

1% -3,47 -2,58 -2,58 5% -2,88 -1,94 -1,94 10% -2,58 -1,62 -1,62

Constante Si No No Tendencia No No No Rezagos (mod. CIS) 1 3 1 Orden de integración I(0) I(1) I(1)

Pruebas adicionales para el (logaritmo del) IPC

Estadístico Valor crítico 5% Orden

Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS -0,62 -2,95 I(1) Phillips-Perron -3,25 -3,43 I(1) Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin 0,22 0,15 I(0)

FUENTE: cálculo de los autores. a Provienen de MacKinnon (1966).

CUADRO 2. TEST DE COINTEGRACIÓN CON IPE COMO VARIABLE EXÓ-GENA DEL SISTEMA Observaciones incluidas: 174 Se permite una constante e intercepto Series: IPC - TCN - IPE

Test de cointegración de rango no restringido

Relaciones probadas Eigenvalor Estadístico de la traza

Valor crítico a 5%

Valor crítico a 10%

Ninguna 0,01 2,53 23,32 20,75 A lo más 1 0,00 0,20 11,47 9,53

Relaciones probadas Eigenvalor Estadístico del máximo eig.

Valor crítico a 5% Probabilidad

Ninguna 0,01 1,14 18,06 15,98 A lo más 1 0,00 0,09 11,47 9,53 Coeficientes de cointegración normalizados IPC TCN IPE 1,00 -1,25 -1,18 1,07 1,00 1,17 -0,07 -2,66 1,00

FUENTE: cálculo de los autores.


19

sugerente que el primer vector tenga los signos y magnitudes de una posible relación tipo paridad de poder de compra (PPC).

Para averiguar más al respecto, se utilizará el enfoque usual de Johansen, considerando a los precios externos como una va-riable endógena al sistema, pero efectuando una prueba de exogeneidad en el modelo de corrección de errores asociado a dicha variable. El cuadro 3 muestra los resultados y sugiere que existirían 2 vectores de cointegración. También se muestra que los precios externos serían exógenos a ambas relaciones, lo cual

CUADRO 3. TEST DE COINTEGRACIÓN CON IPE COMO VARIABLE ENDÓ-GENA AL SISTEMA

Observaciones incluidas: 149 Se permite una constante Series: IPC - TCN - IPE




Ninguna* 0,17 60,19 35,19 0,0% A lo más 1* 0,16 32,11 20,26 0,1% A lo más 2 0,04 6,20 9,16 17,6%



Ninguna* 0,17 28,08 22,30 0,7% A lo más 1* 0,16 25,92 15,89 0,1% A lo más 2 0,04 6,20 9,16 17,6%

Coeficientes de cointegración no normalizados IPC TCN IPE 23,54 -20,21 -20,86 -6,06 11,57 19,04 -13,89 14,69 0,57

Test de exogeneidad débil de los precios externos

Estadístico

de RV Valor crítico

a 5% Probabilidad

Razón de verosimilitud 2,08 0,10 35,3%

Coeficientes de cointegración normalizados y restringidos IPC TCN IPE 1,00 -1,00 -1,00 1,00 -0,63 -0,39

FUENTE: cálculo de los autores.


20

es consistente con la escasa influencia que podría tener la modi-ficación de los precios internos (incluyendo el tipo de cambio) en los precios internacionales relevantes para Bolivia. También se probó la hipótesis de que una de las relaciones sea del tipo paridad del poder de compra, la que no es rechazada por la prueba de razón de verosimilitud al 39 por ciento.11

Por lo tanto, las relaciones de cointegración (o de largo plazo) serían las siguientes:

(12) ( ) ( ) ( )IPETCNIPC logloglog1 −−=ε

(13) ( ) ( ) ( )IPETCNIPC log39.0log63.0log2 ×−×−=ε

Para entender la naturaleza de ambas relaciones, a continua-ción se muestran los modelos de corrección de errores para el IPC y el TCN (con sus respectivos errores estándar entre parén-tesis):12

(14) ( )( ) ( )

( ) ( ) ( )[ ]jtttttt IPETCNIPCzagosIPC −−−−− ∆∆∆+×−×−=∆ log,log,logRe031.0009.0log 111,2007.01,1012.0εε

(15) ( )( ) ( )

( ) ( ) ( )[ ]jtttttt IPETCNIPCzagosTCN −−−−− ∆∆∆+×−×=∆ log,log,logRe006.0023.0log 111,2003.01,1005.0

εε

La observación de ambas ecuaciones muestra que el primer vector (el de paridad de poder de compra) sería significativo en la determinación del tipo de cambio y, por lo tanto, podría en-tenderse como una regla de tipo de cambio, consistente con la política del Ente Emisor de mantener un nivel competitivo del tipo de cambio real, siempre que no atente a la estabilidad de los precios. En cambio, la segunda relación corresponde a la de-terminación de los precios internos. Tal como en la anterior sección, el efecto de largo plazo del tipo de cambio nominal (63%) es mayor al de los precios externos (39%), coherente con el papel clave del tipo de cambio como ancla nominal en Boli-via. De acuerdo con el test de razón de verosimilitud, al 10% no se podría rechazar la hipótesis conjunta de que la primera rela-ción sólo esté incluida en la dinámica de corto plazo del tipo de cambio y que la segunda sólo estaría incluida en la dinámica de los precios internos.

Para analizar la estabilidad de la relación de largo plazo entre el tipo de cambio y los precios internos, en la línea de Pesaran,

11 La hipótesis conjunta comprende la relación tipo PPC y la exogeneidad de

los precios internacionales. 12 En el anexo 2 se reporta la versión completa y no restringida del vector

de corrección de errores.


21

Shin y Smith (2001) se estimó el modelo que a continuación se señala:

(16) ( ) ( ) ( ) ( )( ) ( ) ( ) t

i ititi

iti

tttt

IPETCNIPC

IPETCNIPCIPC

εφκλ

γβα

+∑ ∑ ∆+∆+∑ ∆

+++=∆

= =−−

=−

−−−

3

0

3

111

3

11

111

logloglog

loglogloglog

La estimación de dicho modelo (reportada en el anexo 3) muestra un impacto de largo plazo de 77%. No obstante, los re-sultados de la metodología de Johansen son más robustos por-que consideran de forma más completa la dinámica del VAR subyacente.

A continuación se efectuó un análisis de la estabilidad de los parámetros en la relación estimada, en especial de los paráme-tros asociados al IPC y al tipo de cambio, pues su división co-rresponde al traspaso de largo plazo. Los resultados se mues-tran en la gráfica VIII:

El primer coeficiente corresponde a la velocidad de ajuste de la relación de equilibrio, mientras que el segundo corresponde al efecto del nivel del tipo de cambio nominal en la inflación mensual. Tal como se señaló, la razón entre ambos coeficientes corresponde a la relación de largo plazo entre la inflación y la depreciación.

Dicha relación de largo plazo y la tasa de depreciación en 12 meses se muestran en la gráfica IX. La contrastación de ambos resultados pareciera confirmar la naturaleza no lineal de la re-lación entre la inflación y la depreciación, aunque no en la misma dirección que la encontrada en Orellana y Requena op. cit. En efecto, dichos autores señalan que cuanto mayor es la ta-sa de depreciación, mayor sería el coeficiente de traspaso; mientras que la relación encontrada con el enfoque de coin-


22

tegración sería la siguiente: incrementos importantes en la de-preciación aumentarían el coeficiente de traspaso, mientras que caídas en la depreciación conducirían a reducciones graduales de dicho coeficiente.

Si utilizamos el supuesto de normalidad, se debe convenir que el coeficiente de largo plazo resulta de la división entre dos variables normales correlacionadas. Tal como Hinkley (1968) lo demuestra, la distribución de una razón de esta clase es no con-vencional. Específicamente en este caso, si γθβ /= es el coeficien-te de largo plazo,

θσ y γσ los errores estándar asociados a estos

parámetros y γθρ , la covarianza entre ambos parámetros (que simplificaremos como ρ ), entonces la densidad del coeficiente de largo plazo es igual a lo que señalamos a continuación:

(17) ( ) ( ) ( )( )

( )( ) ( )( ) ( ) ( )⎭⎬

⎫

⎩⎨⎧

−−−

+−Φ−Φ= 2

2

3 12exp1

2 ρβσπσρ

βββσσπ

βββγθγθ

ca

jja

dbf

Donde:

( ) 22

2 12γγθθ σσσ

ρβσββ +−=a

( ) ( )22γγθθ σγ

σσγβθρ

σβθβ +

+−=b


23

2

2

2

2 2γγθθ σ

γσσρθγ

σθ

+−=c

( ) ( ) ( )( ) ( ) ⎭

⎬⎫

⎩⎨⎧

−−

=212

exp 2

22

βρβββ

acabd

( ) ( )( ) 21 ρβ

ββ−

=a

bj

El intervalo de confianza para la muestra completa al 95% comprende los puntos (0,157, 1,941), lo cual muestra la disper-sión del coeficiente y anticipa el sesgo de su distribución. Los parámetros estadísticos asociados confirman dicho resultado: la media es 0,929, la mediana 0,873 y la moda 0,765. Por lo tanto, la estimación econométrica del coeficiente de largo plazo de es-te enfoque (0,88) está más relacionada con la mediana.

Para realizar un análisis dinámico, se tomaron tres estimacio-nes y sus densidades asociadas: la que utiliza la muestra comple-ta (hasta mayo de 2005), aquella que implica el máximo efecto (hasta octubre de 2000) y aquella que resulta en el mínimo efec-to (sólo hasta enero de 1998). Las densidades pertinentes se muestran en la gráfica X.

Los resultados revelan el sesgo positivo (o hacia la derecha) que existe en los tres casos. Además sugiere que cuando el co-eficiente de traspaso es menor, la curtosis también disminuye, lo cual implica que la dispersión de los datos también es menor. Por lo tanto, depreciaciones más aceleradas que incrementen el


24

traspaso, podrían generar un efecto menos predecible y disper-so de los movimientos cambiarios en los precios internos.

IV. UNA CUANTIFICACIÓN DEL TRASPASO ESPERADO

El anterior análisis señaló que el coeficiente de traspaso efectivo habría oscilado durante los últimos años, aunque con tendencia hacia la baja, lo cual puede estar relacionado con el entorno de baja inflación en el que se desenvuelve la economía mundial (Taylor, 2000). En el caso boliviano, se cuenta con la explicación adicional de que la caída se debe al comportamiento de los pre-cios administrados de los hidrocarburos.

Para ello, se analizará si la relación (contemporánea) entre la inflación y depreciación esperadas ha cambiado (lo cual señala-ría un cambio estructural, como ha sido el caso de varias eco-nomías); o, si permanece estable, reforzando la hipótesis princi-pal de la sección anterior.

En efecto, en una economía dolarizada como la boliviana, el tipo de cambio desempeña el rol de ancla nominal en una mag-nitud tal, que probablemente excede a la que efectivamente tendría en el caso de un esquema cambiario distinto.13 Esta per-cepción se refleja claramente en la frase que encabeza este do-cumento y cuyo alcance es suficientemente amplio.

Esto nos lleva a plantear que en realidad puedan existir dife-rencias entre el coeficiente de traspaso efectivo y el esperado por los agentes económicos. Los recientes enfoques teóricos so-bre dolarización (especialmente financiera) reconocen tal dife-rencia (Ize y Powell, 2004).

Por lo tanto, el desafío es doble: cuantificar la magnitud del coeficiente de traspaso esperado y analizar si existe alguna dife-rencia significativa con el traspaso efectivo, tareas que a conti-nuación se efectúan.

1. Una cuantificación de la inflación esperada

Para ello se necesitan dos variables importantes: la deprecia-ción e inflación esperadas. En el caso de la primera variable, el alto grado de dolarización financiera sugiere la existencia de mercados de captaciones y colocaciones en ambas monedas. Por

13 Esto significa que en un régimen flexible, el tipo de cambio desempeña-

ría un rol importante pero no lo suficientemente como para que las expectati-vas de los agentes sólo se concentren en esta variable.


25

lo tanto, tomaremos como depreciación esperada a la diferencia entre la tasa de interés promedio de depósitos en caja de aho-rro en moneda nacional y su correspondiente en moneda ex-tranjera. De esa forma, se estaría postulando la existencia de una relación similar a la paridad descubierta de tasas de interés en el mercado financiero boliviano.14 La gráfica XI muestra que la depreciación esperada habría sido más uniforme que la efec-tiva y que éstas habrían convergido hacia similar trayectoria desde 2004.

En cuanto a la inflación esperada, su evidente carácter de va-riable no observada nos impulsa a utilizar métodos estadísticos para estimarla, ante la ausencia de una serie de tiempo de ex-pectativas económicas que podría servir para tal efecto.15 Para ello se utilizará una versión operativa de la Hipótesis de Fisher, es decir, que en el largo plazo, los movimientos en la tasa de in-terés nominal se reflejan fundamentalmente en cambios en la

14 La principal diferencia con la noción de paridad de intereses es que ésta se define en términos de tasas de interés internacional y nacional, las cuales podrían alterarse por consideraciones de riesgo. En cambio, la noción aquí planteada prescinde implícitamente de dicho carácter y atribuye la diferencia sólo a la depreciación esperada.

15 El banco central implementaría prontamente la encuesta de expectativas económicas, que permitirá medir de forma concreta dicha variable, la cual puede ser utilizada para el análisis pertinente como en otros países (por ejem-plo, para Brasil véase Cerisola y Gelos, 2005).


26

tasa de inflación esperada. Si bien en el contexto del análisis del mercado de títulos públicos, Arguedas (2003) encuentra que di-cha hipótesis no se cumple en Bolivia, sino por el contrario que los cambios de la tasa de interés nominal están relacionados con la correspondiente real ex ante en el contexto de una inflación baja y estable, asumiremos e intentaremos establecer la validez de esta hipótesis para el mercado de captaciones.

Para evaluar esta hipótesis se utilizará una descomposición estructural de la tasa de interés nominal en sus componentes de tasa de interés real y la inflación esperada, ambas desde una perspectiva ex ante. Se empleará el enfoque de VAR estructural a la Blanchard y Quah (1989), utilizado para un fin similar en Es-tados Unidos por St-Amant (1996).

En términos formales, la tasa de interés nominal i puede des-componerse en:

(18) [ ]12++= tttt Eri π

Donde r es la tasa de interés real ex ante y 12+tπ la tasa de in-flación en 12 meses. Siguiendo con este razonamiento, podemos definir el error de proyección de la inflación como:

(19) [ ]tttt E ππε 12−−=

Que reemplazando en la primera ecuación queda como:

(20) 1212 ++ −=− tttt ri επ

Por lo tanto, si asumimos que el error de proyección es esta-cionario y comprobamos que la diferencia entre la tasa de inte-rés nominal y la tasa de inflación observada (no) contiene una raíz unitaria, se puede concluir que la tasa de interés real ex ante también (tampoco) contiene una raíz unitaria. En el primer caso y dada la naturaleza del error mencionado, podríamos afirmar que la tasa de interés real ex ante y ex post deberían estar cointe-gradas.

La gráfica XII señala una caída de la tasa de interés nominal desde un nivel en torno a 20% a inicios de los noventa, hasta es-tabilizarse en torno a 5% en la presente década. Este descenso es consistente con el observado en la tasa de inflación en similar período. Por su parte, la tasa de interés real ex post ha oscilado en torno a 5%, en los últimos años, lo cual podría anticipar su estacionariedad, aspecto que deberá ser tratado formalmente con los test apropiados.

En el cuadro 4 se muestran las pruebas de hipótesis de raíz unitaria para las diferentes tasas de interés (nominal y real) y la


27

inflación, mostrando que bajo los criterios usuales, se puede asumir que estas variables contienen una raíz unitaria. En el ca-so de la tasa de interés nominal, y si se sigue el enfoque secuen-cial sugerido por Dolado op. cit, resultaría estacionaria en ten-dencia, pues dada la significación de esta última, la prueba de hipótesis convergería a una distribución normal (Enders, 1995: 256). Si ese fuese el caso, se podría presumir entonces que la ta-sa de inflación y la tasa de interés real ex ante estarían cointegra-

CUADRO 4. TEST DE RAÍZ UNITARIA PARA i Y r

Interés nominal

(i)

Interés nominala

(i) Inflación en

12 meses

Interés real ex post

(r)

Estadístico DFA -2,66 -2,66 -1,61 -1,37 Probabilidadb 25,5% 0,9% 10,2% 15,7%

Valores critícos: 1% -4,01 -2,33 -2,58 -2,58 5% -3,43 -1,64 -1,94 -1,94

10% -3,14 -1,28 -1,62 -1,62 Constante Si Si No No Tendencia Si Si No No Rezagos (mod. CIS) 1 1 1 0 Orden de Integración I(1) I(0) I(1) I(1)

a Valores de una distribución normal, de acuerdo con el enfoque de Dolado et al.(1990). b Provienen de MacKinnon (1996).


28

das, de tal forma que la tasa nominal sea estacionaria. Además implicaría que la tasa de interés real ex ante también conten-dría una raíz unitaria. Para fines de cálculo, se utilizará la tasa de interés nominal en diferencias, asumiendo su no estaciona-riedad.

Con dichos antecedentes, se procedió a estimar un VAR es-tructural compuesto de dos variables: la tasa de interés nominal (en moneda nacional) y la tasa de interés real ex post. Se asume que las fluctuaciones de la tasa de interés nominal provienen de dos tipos de shocks no autocorrelacionados y ortogonales entre sí: las expectativas de inflación y los shocks a la tasa de interés real ex ante. Además, se supone que las expectativas de inflación corresponden al componente permanente de las series, mien-tras que las de la tasa de interés real ex ante corresponde al componente estacionario. El VAR se estimó siguiendo la meto-dología de Enders op. cit. Se probó su robustez sobre la base de los criterios de Zivot (2000), eligiendo el largo de los rezagos con los criterios usuales y observando la ausencia de autocorre-lación en los residuos del mismo.

Una vez estimada la matriz de transformación de los erro-res del VAR en su forma reducida, para obtener los shocks del VAR en su forma estructural (Favero, 2000), se utilizaron los efectos acumulados de estos últimos para obtener la descom-posición histórica de la tasa de interés nominal en los compo-


29

nentes mencionados. Específicamente, se sumaron los efectos acumulados asociados a la inflación al nivel observado de ésta para obtener la inflación esperada. Posteriormente, se restó la inflación a la tasa de interés nominal para obtener la co-rrespondiente real ex ante. En la gráfica XIII se muestra di-cha descomposición.

Los resultados señalan que tanto la tasa de inflación esperada como la tasa de interés real han caído desde inicios de los no-venta. En el caso de la segunda, ésta podría ser una respuesta endógena del sistema financiero a la situación de caída de car-tera y captaciones que existió a partir del año 2001. Es posible que dicha caída esté relacionada en parte con la política mone-taria, sobre todo si se considera que las tasas de rendimiento co-rrespondientes a títulos públicos emitidos por intermedio del BCB también registran un significativo descenso desde media-dos de los noventa.

En cuanto a la inflación esperada, ésta también habría caído de un máximo de 18% a inicios de los noventa hasta estabilizar-se en torno a 6% en los últimos años, lo cual refleja el éxito de la política monetaria en reducir la expectativas inflacionarias de los agentes económicos, aunque el hecho que sea superior a 5% podría reflejar la preocupación por los determinantes de la in-flación a futuro, como el déficit fiscal, que superó el 5% en los últimos años y llegó a un máximo cercano a 9% en 2002. Las se-ries de inflación efectiva y esperada se muestran en la gráfica XIV.


30

2. El coeficiente de traspaso esperado

Los anteriores pasos permitieron obtener una serie de infla-ción esperada. Ahora resta comparar la relación que esta serie tendría con la depreciación esperada, aquella que está implícita en los contratos financieros, para de esta forma tener una idea de la magnitud del coeficiente de traspaso esperado por el pú-blico, el que eventualmente podría diferir o ser similar al efecti-vamente observado.

Las series mencionadas se muestran en la gráfica XV. De for-ma gráfica, se puede apreciar que las series han caído a lo largo del tiempo, restando establecer si esta relación es espuria o si existe alguna relación de largo plazo entre ambas.

Para ello, necesitamos establecer el orden de integración de ambas variables. Dada la naturaleza del anterior análisis, con-cluimos que el error asociado a las expectativas es estacionario (ecuación 19). Dado que el test pertinente indicó la presencia de raíz unitaria en la tasa de inflación efectiva, entonces la tasa de inflación esperada también debe ser integrada de orden uno. Los resultados de las pruebas de hipótesis correspondientes se muestran en el cuadro 5.

Los resultados de las pruebas de hipótesis de raíz unitaria confirman la percepción de que la inflación esperada contiene una raíz unitaria, lo cual guarda concordancia con el análisis y la descomposición anterior. Además que las pruebas de hipóte-


31

CUADRO 5. TEST DE RAÍZ UNITARIA PARA πe Y ∆ee

Inflación esperada πe Depreciación esperada ∆ee

Estadístico DFA -1,84 -1,34 Probabilidada 6,3% 16,6%

Valores critícos: 1% -2,58 -2,58 5% -1,94 -1,94

10% -1,62 -1,62 Constante No No Tendencia No No Rezagos (mod. CIS) 1 1 Orden de integración I(1) I(1)

a Provienen de MacKinnon (1996).

CUADRO 6. TEST DE COINTEGRACIÓN ENTRE πe Y ∆ee

Observaciones incluidas: 174 Se permite una constante e intercepto Series: Inflación esperada - Depreciación esperada



Valor crítico al 5% Probabilidad

Ninguna 0,09 17,09 15,41 20,0% A lo más 1 0,01 1,39 3,76 6,7%


Valor crítico al 5% Probabilidad

Ninguna* 0,09 15,69 14,07 18,6%A lo más 1 0,01 1,39 3,76 6,7%

Coeficientes de cointegración normalizados (error estándar entre paréntesis) Inflación esperada Depreciación esperada 1 -0,996 ( 0.214 )

sis de cointegración entre las dos tasas de inflación no rechazan la noción de la existencia de por lo menos un vector. En cuanto a la depreciación esperada y efectiva, sólo la primera tendría raíz uni-taria, lo que nos faculta a seguir con el análisis de cointegración.

Posteriormente se procedió a probar la existencia de las re-laciones de cointegración entre las dos variables.16 Los resul-

16 Un análisis preliminar incluyó además la inflación y depreciación efectiva


32

tados obtenidos se pueden observar dentro del cuadro 6. El resultado mostrado en el cuadro 6 es sugerente, pues se-

ñalaría que existiría una relación 1 a 1 entre ambas variables, avalando el rol de ancla nominal que cumple el tipo de cambio. De esa forma, se podría señalar que la política cambiaria sería determinante para el control de la inflación en una economía dolarizada como la boliviana.

V. COMENTARIOS FINALES

El análisis ha mostrado la estrecha relación que existe entre inflación y depreciación en la economía boliviana. En el largo plazo, la importancia del tipo de cambio es mayor que la de los precios internacionales (aunque desde una determinada perspectiva teórica deberían ser similares), lo cual es consis-tente tanto con el grado de dolarización de la economía boli-viana como con el papel tan importante que desempeña el ti-po de cambio en las expectativas de los agentes económicos. Una futura línea de investigación podría ir en la dirección de formalizar teóricamente estas nociones con modelos de ex-pectativas racionales que incluyan el rol de ancla cambiaria del tipo de cambio.

La caída del coeficiente de traspaso observada por una de-terminada metodología en los últimos tres años, no parece estar relacionada con factores estructurales, como en el caso de otras economías en las cuales se observó dicho fenómeno. Se podría presumir que la política de precios administrados para los deri-vados de los hidrocarburos habría afectado de forma temporal la relación entre inflación y depreciación, dando la impresión de una caída.

También los resultados sugieren que la relación de largo pla-zo entre ambas variables tendría una naturaleza no lineal, dis-tinta a la encontrada en anteriores estudios: aumentos de la de-preciación incrementarían el coeficiente de traspaso rápida-mente, mientras que caídas implicarían un descenso gradual de éste.

El estudio de la relación entre la inflación y depreciación es-peradas confirmaría que el traspaso permanece todavía alto, sin ningún cambio importante en la relación estructural entre am-bas variables, tal como habría sido la experiencia de otros paí-——— (rezagadas), con resultados poco satisfactorios. Se está trabajando en mejorar el análisis estadístico de dicha relación.


33

ses. Estos resultados permitirían avalar el uso del tipo de cam-bio como principal variable para controlar la inflación, teniendo al tipo de cambio real como principal instrumento intermedio.

Anexo 1

Definición de las variables utilizadas

Variable Fuente Definición Símbolo

Índice de precios al consumidor

Instituto Nacional de Estadística

Índice, 1999=100 IPC

Tipo de cambio nomi-nal

Banco Central de Bo-livia

Bs. por dólar, cotiza-ción oficial de venta

TCN

Índice de precios ex-ternos en dólares

Elaboración de los autores

IPC de los socios co-merciales de Bolivia expresado en dólares, cuya participación fu mayor a 1% en las importaciones en el período 1999-2004, ponderado por dicha participación. Índice 2003=100

IPE

Inflación mensual Elaboración de los autores

Diferencia logarítmi-ca mensual de IPC

πc

Inflación en 12 meses BCB Cambio porcentual del IPC en 12 meses

π

Inflación externa en dólares


Diferencia logarítmi-ca mensual de IPE

πIPE

Depreciación nominal mensual


Diferencia logarítmi-ca mensual de TCN

∆e

Brecha mensual del PIB


Serie filtrada por el método de Hodrick y Prescott (factor 10) de la brecha del pro-ducto trimestral (la cual se define como el PIB desesta-cionalizado con la me-todología X12-ARIMA con relación al PIB de tendencia a través del método de Hodrick y Prescott con factor 1600)

y

(sigue)


34

Definición (concluye)

Variable Fuente Definición Símbolo

Tasa de interés nomi-nal en bolivianos

BCB Tasa de interés pro-medio caja de aho-rros en bolivianos del sistema bancario

Tasa de interés nomi-nal en dólares

BCB Tasa de interés pro-medio caja de aho-rros en dólares del sistema bancario

i

Tasa de interés real en bolivianos


(1+i)/(1+π)-1 r

Depreciación esperada Elaboración de los autores

(1+i)/(1+idls)-1 ∆ee

Inflación esperada Elaboración de los autores

Ver explicación en la sección IV, inciso 1

πe

Emisión monetaria BCB Emisión de circulante en bolivianos

EMI

Índice de precios de combustibles

BCB Índice de los combus-tibles incluidos en el IPC (gasolina, diesel y kerosén)

IPComb

Anexo 2

Estimación del vector de corrección de errores (con IPE endógeno)

Período: enero de 1993-mayo de 2005 (149 observaciones) Relaciones de cointegración:

Test de RV para las restricciones (rango = 2) Chi-cuadrado 1,6853 Probabilidad 19,4%

Variable (error estándar)

∆log(IPCt)

∆log(TCNt)

∆log(IPEt)

Relación 1 -0,0094 (0,0125)

0,0229 (0,0049)

0,0226 (0,0288)

Relación 2 -0,0314 (0.0073)

-0.0062 (0.0029)

-0.0202 (0.0168)

∆log(IPCt-1) 0.1021 (0.0709)

-0.0266 (0.0277)

0.0319 (0.1632)

∆log(IPCt-2) -0.0535 (0.0711)

0.0461 (0.0278)

0.1115 (0.1636)

(sigue)

( )IPETCNIPC log)log()log(1 −−=ε

( ) ( ) ( )IPETCNIPC log39,0log63,0log2 ×−×−=ε


35

Estimación (concluye)

Variable (error estándar)

∆log(IPCt)

∆log(TCNt)

∆log(IPEt)

∆log(IPCt-3) 0,0538 (0,071)

0,0334 (0,0277)

0,1138 (0,1635)

∆log(TCNt-1) -0,2582 (0,2229)

0,0654 (0,0871)

-0,7194 (0,513)

∆log(TCNt-2) 0,2644 (0,2168)

0,0792 (0,0847)

-0,3950 (0,4989)

∆log(TCNt-3) -0,0432 (0,2161)

0,1324 (0,0844)

0,0587 (0,4973)

∆log(IPEt-1) -0,0394 (0,0396)

-0,0400 (0,0155)

0,4182 (0,0911)

∆log(IPEt-2) -0,0492 (0,0418)

0,0103 (0,0163)

-0,2444 (0,0963)

∆log(IPEt-3) 0,0098 (0,04)

0,0066 (0,0156)

0,1471 (0,0921)

Dummy conflictos 0,0124 (0,0026)

-0,0001 (0,001)

0,0005 (0,006)

∆log(IPCombt) 0,1762 (0,0274)

0,0090 (0,0107)

0,0077 (0,063)

∆log(EMIt) 0,0080 (0,0063)

-0,0036 (0,0025)

0,0188 (0,0146)

∆log(EMIt-1) 0,0099 (0,0072)

0,0027 (0,0028)

-0,0016 (0,0166)

∆log(EMIt-2) 0,0201 (0,0072)

0,0013 (0,0028)

-0,0079 (0,0167)

∆log(EMIt-3) 0,0034 (0,0063)

0,0013 (0,0025)

-0,0056 (0,0145)

R2 ajustado 0,4062 0.4038 0,606 Error estándar 0,0051 0,0020 0,0117 Log verosimilitud 1769,6397 Criterio de Akaike -22,9616 Criterio de Schwarz -21,7721

Anexo 3

Estimación con muestra completa del modelo (16) Variable dependiente: ∆log(IPCt) período: abril de 1992- mayo de 2005 (158 observaciones) Errores estándar Newey-West HAC (rezago = 4)

Variable Coeficiente Error estándar Estadístico t Probabilidad (%)

Log[IPC(-1)] -0,0384 0,00125 -3,0730 0,3 (sigue)


36

Estimación (concluye)

Variable Coeficiente Error estándar Estadístico t Probabilidad (%)

Log[TCN(-1)] 0,0297 0,0139 2,1398 3,4% Log[IPE-M(-1)] 0,0172 0,0104 1,6565 10,0% ∆log(IPCt-1) 0,1052 0,0727 1,4466 15,0% ∆log(IPCt-2) -0,0633 0,0726 -0,8724 38,5% ∆log(IPCt-3) 0,611 0,0717 0,8525 39,5% ∆log(TCNt-1) -0,3153 0,2112 -1,4931 13,8% ∆log(TCNt-2) 0,1410 0,2104 0,6701 50,4% ∆log(TCNt-3) 0,0013 0,2064 0,0061 99,5% ∆log(IPEt-1) -0,0295 0,0316 -0,9318 35,3% ∆log(IPEt-2) -0,0168 0,0338 -0,4977 62,0% ∆log(IPEt-3) -0,0121 0,0325 -0,3706 71,2% Consante -0,0370 0,0589 -0,6278 53,1% Dummy estacional 1 -0,0010 0,0004 -2,3394 2,1% Dummy estacional 2 0,0001 0,0006 0,1454 88,5% Dummy estacional 3 0,0004 0,0006 0,7039 48,3% Dummy estacional 4 0,0011 0,0006 1,8404 6,8% Dummy estacional 5 0,0003 0,0006 0,4358 66,4% Dummy estacional 6 0,0016 0,0006 2,5817 1,1% Dummy estacional 7 0,0002 0,0006 0,3197 75,0% Dummy estacional 8 -0,0006 0,0006 -1,0506 29,5% Dummy estacional 9 0,0000 0,0006 -0,0507 96,0% Dummy estacional 10 -0,0006 0,0006 -0,9282 35,5% Dummy estacional 11 -0,0009 0,0006 -1,5537 12.3% ∆log(IPComb) 0,1748 0,2082 6,1881 0,0% Conflictos 0.0115 0,0027 4,1837 0,0% R2 ajustado 0,4074 Criterio de Akaike -7,6212 Error estándar 0,0050 Criterio de Schwarz -7,1173 Durbin-Watson 1,6508 Est, F 5,3166

REFERENCIAS

Arguedas, Claudia (2003), Las tasas de interés en moneda nacional y la inflación: una revisión de la Hipótesis de Fisher para Bolivia, documento presentado en la VIII Reunión de Investigadores de Bancos Centrales del Continente Americano, llevada a ca-bo en Caracas, Venezuela, 12 y 14 de noviembre de 2003; disponible en http://www,cemla,org/RED-08-documentos,htm/

Belaisch, Agnes (2003), Exchange Rate Pass-Through in Brazil, Fondo Monetario Internacional, julio (Working Paper, no 03/141).

Berben, Robert-Paul, Jan Marc Berk y otros (2002), Require-ments for Successful Currency Regimes: the Dutch and Thai Experi-


37

ences, Netherlands Central Bank (Monetary and Economic Policy Department, no 16).

Blanchard, Olivier, y Danny Quah (1989), “The Dynamic Effect of Aggregate Demand and Supply Disturbances”, American Economic Review, vol. 79, pp. 655-73.

Buddhari, Anotai, y Varapat Chensavasdijai (2003), Inflation Dynamics and Its Implications for Monetary Policy, Bank of Thai-land (Discussion Paper, no 09).

Cerisola, Martín, y Gastón Gelos (2005), What Drives Inflation Expectations in Brazil? An Empirical Analysis, Fondo Monetario Internacional, junio (Working Paper, no 05/109).

Comboni, Javier (1995), “La política cambiaria de Bolivia en el período agosto de 1985-septiembre de 1994”, Monetaria, vol. 18, no 4, octubre-diciembre, pp. 337-407.

Comboni, Javier, y José de la Viña (1992), “Precios y tipo de cambio en Bolivia: evidencia empírica del período de pos-estabilización”, Análisis Económico, de la Unidad de Análisis de Políticas Económicas.

Cupé, Ernesto (2002), “Efecto pass-through de la depreciación sobre la inflación y términos de intercambio internos en Bo-livia”, Análisis Económico, de la Unidad de Análisis de Políticas Económicas, febrero.

Dolado, Juan, Tim Jenkinson y Simón Sosvilla-Rivero (1990), “Cointegration and Unit Roots”, Journal of Economic Surveys, no 4, pp. 249-73.

Enders, Walter (1995), Applied Econometric Time Series, John Wiley & Sons, Nueva York.

Favero, Carlo (2000), Applied Macroeconometrics, Oxford Univer-sity Press, Nueva York.

García, Carlos, y Jorge Restrepo (2001), Price Inflation and Ex-change Rate Pass-Through in Chile, Banco Central de Chile (Documento de Trabajo, no 128).

Gattin-Turkalj, Katja, y Andrea Pufnik (2002), Koeficijent prijenosa tecaja na cijene, texto mimeografiado, Croatian Nacional Bank.

Goldfjan, Ilan, y Sergio Werlang (2000), The Pass-Through from Depreciation to Inflation: A Panel Study, Banco Central de Brasil (Documento de Trabajo, no 5).

Gueorguiev, Nikolay (2003), Exchange Rate Pass-Through in Ro-mania, FMI (Working Paper, no 03/130).

Hahn, Elke (2003), Pass-Through of External Shocks to Euro Area Inflation, Banco Central Europeo (Working Paper, no 243).

Hamilton, James (1994), Time Series Analysis, Princeton Univer-sity Press, Princeton.


38

Hinkley, D. V. (1969), “On the Ratio of Two Correlated Nor-mal Random Variables”, Biometrika, vol. 56, no 3, pp. 635-639.

Hodrick, Robert, y Edward Prescott (1999), “Postwar US Busi-ness Cycles: An Empirical Investigation”, Journal of Money, Credit and Banking, vol. 29, no 1, pp. 1-16.

Huarachi, Gualberto, y Freddy Gumiel (1987), Modelo devalua-ción e inflación: caso boliviano, texto mimeografiado, Unidad de Análisis de Políticas Económicas (Documento de Trabajo Estadístico).

Hyder, Zulfiqar, y Sardar Shah (2004), Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices in Pakistan, State Bank of Pakistan (Working Paper, no 5).

Ize, Alain, y Andrew Powell (2004), Prudential Responses to De Facto Dollarization, FMI, abril (Working Paper, no 04/66).

Johansen, Soren (1988), “Statistical Analysis of cointegration vectors”, Journal of Economic Dynamic and Control, vol. 12, pp. 231-54.

Kapetanios, George, James Mitchell y Martin Weale (2000), Cointegrating VAR models with endogenous I(0) variables: theoretical extensions and an application to UK monetary policy, National Institute of Economic and Social Reserach (Working Paper, no 169).

Kokoszczyński, Ryszard, Tomasz Lyziak y otros (2002), Mechanizm transmisji polityki pieniężnej-współczesne ramy teoretyczne, nowe wyniki empiryczne dla Polski, National Bank of Poland (Materialy y Studia, no 151).

MacKinnon, James (1996), “Numerical Distributions Functions for Unit Root and Cointegration Tests”, Journal of Applied Econometrics, vol. 11, pp. 601-18.

McCarthy, Jonathan (1999), Pass-through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialised Coun-tries, Banco de Pagos Internacionales, noviembre (Working Paper, no 79).

McCarthy, Jonathan (2000), Pass-Through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialized Econo-mies, Banco Federal de Reserva de Nueva York (Staff reports, no 11).

Mihailov, Alexander (2003), The Empirical range of Pass-Through in US, German and Japanese Marodata, University of Essex (Discussion Paper, no 567).

Miller, Shirley (2003), “Estimación del pass-through del tipo de cambio a precios: 1995-2002”, Revista de Estudios Económicos, del Banco Central de Reserva del Perú, no 9.


39

Morales, Juan Antonio (1989), La transición de la estabilidad al crecimiento sostenido en Bolivia, publicación de la Universidad Católica Boliviana.

Morandé, Felipe, y Matías Tapia (2002), “Política cambiaria en Chile: el abandono de la banda y la experiencia de la flota-ción”, Economía Chilena, vol. 5, no 3, pp. 67-119.

Noton, Carlos (2003), “The Pass-Through from Depreciation to Inflation: Chile 1986-2001”, Estudios de Economía, vol. 30, no 1, pp. 133-55.

Orellana, Walter, Óscar Lora, Raúl Mendoza y Rafael Boyán (2000), “La política monetaria en Bolivia y sus Mecanismos de Transmisión”, Revista de Análisis, del Banco Central de Bo-livia, vol. 3, no 1, junio.

Orellana, Walter, y Jorge Requena (1999), “Determinantes de la inflación en Bolivia”, Revista de Análisis, del Banco Central de Bolivia, vol. 2, no 2, diciembre.

Pesaran, Hashem, Yongcheol Shin y Richard Smith (2000), “Structural Analysis of Vector Error Correction Models with Exogenous I(1) Variables”, Journal of Econometrics, vol. 97, pp. 293-343.

Pesaran, Hashem, Yongcheol Shin y Richard Smith (2001), “Bound Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships”, Journal of Applied Econometrics, vol. 16, pp. 289-326.

Rowland, Peter (2003), Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices: The Case of Colombia, Banco del República, agosto (Borradores de Economía, no 254).

St-Amant, Pierre (1996), Decomposing US Nominal Interest rates into Expected Inflation and Ex Ante real Interest Rates Using Struc-tural VAR Methodology, Bank of Canada, enero (Working Paper, no 96−2).

Taylor, John (2000), “Low Inflation, Pass-Through and the Pricing Power of Firms”, European Economic Review, vol. 44, pp. 1389-408.

Winkelried, Diego (2003), “¿Es asimétrico el pass-through en el Perú?: un análisis agregado”, Revista de Estudios Económicos, del Banco Central de Reserva del Perú, no 9.

Zivot, Eric (2000), Notes on Structural VAR Modeling, notas de cla-se disponibles en: http://faculty,washington,edu/ezivot/econ 584/584notes,htm/

Publica el CEMLA, con la debida autorización, el trabajo de M. Misas Arango, E. López Enciso y J. Téllez Corredor, investigadores de la Unidad de Investigaciones, de la Subgerencia de Estudios Económicos, así como de J. F. Escobar Restrepo, funcionario de la Sucursal Medellín, todos del Banco de la República. El documen-to fue presentado en la X Reunión de la Red de Investigadores de Bancos Centrales del Continente Americano, auspiciada por el Banco Central de Reserva del Perú y el CEMLA, celebrada en Lima, del 5 al 7 de octubre de 2005, con el título La infla-ción subyacente en Colombia: un enfoque de tendencias estocásticas co-munes asociadas a un VEC estructural. Las opiniones contenidas en este estudio son responsabilidad exclusiva de los autores y no comprometen al Banco de la Re-pública ni a su Junta Directiva. Los autores agradecen de manera especial los comentarios de Ana María Iregui, Luis F. Melo, Munir Jalil y Hernando Vargas. Para correspondencia favor de escribir a: [email protected]/


Martha Misas Arango Enrique López Enciso Juana Téllez Corredor José Fernando Escobar Restrepo

La inflación subyacente en Colombia

I. INTRODUCCIÓN

Establecer una definición práctica de la inflación es crucial para la política monetaria pero al tiempo puede ser problemático. De una definición adecuada se desprende no solamente un juicio acerca de la evolución en el bienestar económico de las perso-nas en un país determinado, sino que además ésta condiciona el valor de una variable que es relevante para la formulación de la política monetaria y es fundamental para la toma decisiones económicas, especialmente en el largo plazo.

MONETARIA, ENE-MAR 2006 42

La renovada importancia de contar con una medición ade-cuada de la inflación se explica por la transición que la política monetaria ha experimentado durante los últimos quince años en un creciente número de bancos centrales. En efecto, hoy día la mayoría de bancos centrales han dirigido su política moneta-ria hacia esquemas explícitos de inflación objetivo. Este enfoque de política requiere de mediciones precisas y creíbles de la va-riable objetivo.

La literatura económica de tiempo atrás ha reconocido las di-ficultades asociadas con la medición de la inflación. Como lo re-cuerda Wynne (1999), la inflación es entendida como los cam-bios en un índice del costo de vida, concepto sobre el cual se ha construido todo un marco analítico. Sin embargo, subsisten cuestionamientos al interior de esta definición.

Dos dificultades principales se presentan al medir la infla-ción. La primera radica en el tipo de información que, tanto para el público como para las autoridades económicas, conlleva un cambio en el índice de costo de vida. Variaciones en éste ín-dice pueden hacer parte de un cambio permanente y sostenido o pueden ser un reflejo, por ejemplo, de un cambio puntual en los precios relativos que inciden en el costo de vida.

Friedman fue tal vez el primer autor que abordó las conse-cuencias de considerar diversas mediciones de la inflación. Para él la inflación es “un incremento sostenido y continuo en el ni-vel general de precios” (1963, p. 1). Más adelante, sin embargo, Friedman (1963, p. 25), establece una diferencia entre la infla-ción continúa, definida como aquel incremento en los precios que sigue una tasa de crecimiento más o menos constante, y una inflación intermitente, entendida como aquella que presen-ta variaciones abruptas. La importancia de esta distinción está, de acuerdo con Friedman, en que en el primer caso la persis-tencia de la inflación se incorpora en las expectativas de los agentes sobre la evolución de esa variable. Si en un proceso in-flacionario, por otra parte, prima el componente regular, la in-flación haría menos daño y sería relativamente benigna. Lo con-trario se daría si la inflación presenta saltos o cambios abruptos. En ese caso la inflación sería menos benigna precisamente por-que no puede ser anticipada por los agentes. Es importante pues establecer con la mayor precisión posible una definición de inflación que considere esta distinción.

En segundo lugar, la medición de la inflación mediante la va-riación en el índice de precios al consumidor es imprecisa. Bryan y Cecchetti (1993b) y Cecchetti (1997) muestran la pre-sencia de un sesgo en el IPC que resulta de mantener pondera-

M. MISAS A., E. LÓPEZ E., J. TÉLLEZ C., J. F. ESCOBAR R.

43

ciones fijas en la canasta que se usa para calcular el índice sin considerar variaciones en los patrones de gasto.

Con la intención de minimizar el impacto de las dos dificul-tades arriba referidas, se han desarrollado varias técnicas, una de las cuales es medir la así llamada inflación subyacente.1 Dos aproximaciones se pueden distinguir en la literatura sobre el tema. La primera se basa en un enfoque puramente estadístico donde se obtiene una medida de la inflación subyacente a partir de los índices de precios tradicionales a los cuales se les “extrae” el efecto de aquellos precios que se comportan de una manera volátil en exceso. El segundo enfoque es conceptual, pues se apoya en el aporte ya mencionado de Friedman, para justificar la extracción de un componente transitorio mediante el uso de técnicas estadísticas. Este último enfoque, a diferencia del pri-mero, permite en algunos casos el uso de supuestos tomados de relaciones económicas aceptadas tradicionalmente para definir conceptualmente la inflación subyacente. En este trabajo se-guimos este enfoque último enfoque.

El propósito de este artículo es calcular una medida de infla-ción subyacente para Colombia y presentar de manera formal la metodología econométrica para la construcción de la misma. La metodología utilizada parte de la existencia de unas relaciones de tipo económico que son utilizadas en la formulación de un modelo vectorial de corrección de errores con restricciones es-tructurales (SVEC). La estimación de la inflación subyacente se realiza a través de las tendencias estocásticas comunes derivadas del SVEC construidas a partir de la identificación de los shocks de oferta, monetarios y externos. Esta característica de la metodo-logía constituye su principal fortaleza frente a otras técnicas disponibles.

Este documento está divido en siete secciones, la primera de las cuales es esta introducción. En la segunda sección, definimos los orígenes del concepto de inflación subyacente. En la tercera sección describimos brevemente los diferentes enfoques usados en la literatura para el cálculo de la inflación subyacente. En la cuarta sección, reseñamos algunos de los artículos que durante la década pasada estimaron la inflación subyacente en Co-lombia. En la quinta sección exponemos detalladamente la

1 En la literatura sobre el tema se utiliza de manera indistinta los términos

inflación básica e inflación subyacente que corresponden al término en inglés core inflation o inflación núcleo. En este artículo seguiremos la que ya parece ser una convención en la literatura económica en castellano y nos referiremos a ella como inflación subyacente.


metodología econométrica usada. En la sección sexta, se incluye una descripción del sistema de información utilizada y se pre-sentan los resultados de la estimación de la inflación subyacen-te, así como una evaluación comparativa de la misma frente a otras estimaciones que se hacen regularmente en el Banco de la República. Finalmente, en la última sección, se presentan unas cortas conclusiones. A continuación se prueban las bondades de la metodología estimando dos series de pronósticos para la in-flación y la inflación subyacente.

II. EL CONCEPTO DE INFLACIÓN SUBYACENTE

Aunque la apreciación de Friedman, que señala una distinción relevante en relación con la persistencia de los cambios en el ni-vel de precios, fue escrita hace más de cuarenta años, solamente alrededor de dos décadas después comenzaron a aparecer re-flexiones acerca del concepto de inflación subyacente, de mane-ra que se diera respuesta a los problemas inherentes a la forma tradicional de medir la inflación. Por ejemplo, en el trabajo se-minal de Eckstein (1981) la inflación subyacente, definida como el incremento en la tendencia del costo de los factores de pro-ducción, tiene su origen en los cambios en las expectativas de largo plazo de la inflación formadas por los agentes las cuales sirven de base para los arreglos contractuales en materia salarial e impositiva.2 Para Eckstein (1981) la inflación así definida

2 Eckstein (1981, p. 7) hace una reflexión sobre la inflación agregada y la inflación subyacente: “La tasa de inflación agregada posee una volatilidad pro-bada y está dominada por las sorpresas. Desde hace un tiempo se sabe que las variaciones en la demanda agregada afectan el nivel de precios, aún a pesar que existen otros factores que han oscurecido esa relación. Shocks tales como los crecimientos abruptos en los precios de la energía o los alimentos o las polí-ticas microeconómicas de gobierno que afectan la regulación y los impuestos han llevado a la formulación de teorías alternativas de la inflación.

Una teoría satisfactoria del proceso inflacionario debe tener en cuenta tres tipos de efectos. Primero, el estado de la demanda afecta el comportamiento de los precios en el corto plazo. Segundo, los shocks, entendidos como, por ejemplo, cambios súbitos en los costos particulares de un producto pueden aumentar la tasa de inflación de corto plazo. En tercer lugar, la sucesión de efectos de demanda de corto plazo y de shocks produce una tasa de inflación subyacente muy propensa a tener una gran persistencia.

La tasa de inflación subyacente es un incremento tendencial en el costo de los factores de producción. Este aumento se origina en las expectativas forma-das en la mente de los hogares o de los hombres de negocios, en los arreglos contractuales que se dan en torno a la relación entre los precios y los salarios y en el sistema impositivo.


45

debe ser diferente tanto de la inflación que proviene de los shocks de oferta como de los cambios cíclicos en la inflación que provienen de variaciones en la demanda agregada.

Un aporte fundamental en esta área fue el trabajo de Quah y Vahey (1995). En ese trabajo los autores definen la inflación subyacente como el componente permanente de la inflación. En su definición, la inflación subyacente es “el componente de la inflación que no tiene efectos de mediano o largo plazo sobre el producto real” (Quah y Vahey, 1995, p. 1130). Esta definición implica que ese componente de la inflación es neutral con rela-ción al producto en el largo plazo y como tal es el portador de las expectativas acerca del comportamiento futuro de la infla-ción. En esta definición se excluye el impacto de los shocks de oferta que pueden tener un efecto permanente sobre el nivel de precios pero no sobre la tasa de inflación. De acuerdo a la for-ma como se entienda el corto y el mediano plazo se podría in-cluir o no el componente cíclico de la inflación. En el trabajo de Quah y Vahey (1995) se incluye el componente cíclico de la in-flación asociado con el comportamiento de la demanda agrega-da. En ese aspecto se encuentra la principal diferencia entre los enfoques presentados en los trabajos de Quah y Vahey y de Eckstein, en tanto este último autor explícitamente excluye las influencias del ciclo sobre la inflación.

Pero más allá de esas diferencias existen muchos puntos en común en los enfoques pioneros y en aquellos que en ellos se apoyan. Para Sargent (1993) la mayoría de las teorías que se usan para dar una definición de inflación subyacente compar-ten la visión de la existencia de una tendencia incluida en el proceso de inflación. Así, se supone que habría una persistencia en el proceso mismo de inflación y que esa persistencia no es superficial ni simplemente un reflejo del lento movimiento de las fuerzas profundas que llevan a que la inflación se comporte como lo hace. En ese sentido para Bryan y Cecchetti (1993a) la mayoría de los autores que usan el término de inflación subya-cente tienen en mente la idea del largo plazo o de un compo-nente persistente en la medida del índice de precios, el cual está ligado de alguna forma al crecimiento monetario.

Para Morana (2004), a pesar de las diferencias en los enfo-———

La tasa de inflación subyacente puede ser entendida como la tasa que se presentaría en la senda de crecimiento de largo plazo, puesto que es una senda libre de shocks y neutral en la demanda, en el sentido que los mercados se en-contrarán en su equilibrio de largo plazo. La tasa subyacente refleja un incre-mento en los precios que se hace necesario dado el aumento en los costos ten-denciales de los insumos de la producción”.


ques estadísticos, la solución al cuestionamiento que plantean Bryan y Cecchetti (1993a) se encontraría en la teoría cuantitativa del dinero, pues este sería el marco teórico común que estaría de-trás de las medidas de inflación subyacente que se encuentran en la literatura. Sin embargo, anota Morana, la relación teórica entre la inflación subyacente y el crecimiento nominal del dinero, la piedra angular del enfoque cuantitativo, solo es explotada indi-rectamente en la mayoría de los trabajos. La única excepción sería un trabajo anterior de ese mismo autor (Morana, 2002), donde se explota la teoría cuantitativa para calcular una medida de inflación subyacente.

En los trabajos de Bagliano y Morana (2003a y 2003b), Blix (1995) y Bagliano et al. (2002) la referencia a la teoría cuantita-tiva del dinero está implícita. El elemento común en estos enfo-ques es la explotación de la restricción de neutralidad del dine-ro en el largo plazo para identificar los shocks nominales que se encuentran detrás del proceso de la inflación subyacente. Como lo plantea la teoría cuantitativa los cambios en la oferta de dine-ro afectarán el nivel de precios en el largo plazo. En el largo plazo el producto es determinado únicamente por factores de oferta. Desde un punto de vista metodológico el desafío es iden-tificar los shocks monetarios carentes de efectos de largo plazo sobre la actividad económica. Los supuestos que se hacen sobre persistencia de las series en esos trabajos, permiten derivar un proceso de inflación subyacente que soporta la interpretación de un componente permanente común en la inflación y el cre-cimiento del dinero nominal.

III. ENFOQUES METODOLÓGICOS PARA MEDIR LA INFLACIÓN SUBYACENTE

Dentro de la literatura económica se encuentran dos aproxima-ciones para el cálculo de la inflación subyacente. Por un lado, está el enfoque puramente estadístico donde se obtiene una medida de la inflación subyacente a partir de los índices de pre-cios tradicionales. Por otro lado, está el enfoque conceptual ba-sado en técnicas econométricas que intenta descomponer las se-ries en sus componentes transitorios y permanentes. En este úl-timo, algunas veces se hace uso de la formulación de hipótesis económicas para definir conceptualmente la inflación subya-cente.

El enfoque estadístico se concentra directamente en el pro-blema de cómo medir la inflación subyacente. En general, dentro


47

de ese enfoque el punto de partida son los índices publicados de inflación observada, a los cuales se les modifica o bien las ponderaciones o la estructura para obtener una medida de infla-ción subyacente. Aquellas medidas que modifican la estructura del índice de precios observado, excluyen del índice categorías de bienes o servicios con alta varianza o calculan estimadores como la mediana ponderada o la media truncada a un porcen-taje dado. Ejemplos de medidas de inflación subyacente de es-te tipo son la inflación excluyendo alimentos, la inflación ex-cluyendo alimentos y servicios públicos, la inflación sin impues-tos indirectos o la inflación núcleo que excluye los bienes y ser-vicios que históricamente presentan más variabilidad de pre-cios.3

El enfoque conceptual se concentra en cómo definir la infla-ción subyacente e intenta descomponer las series en sus com-ponentes transitorios y permanentes. Dentro de este enfoque, algunas medidas se derivan mediante técnicas estadísticas uni-variadas como, por ejemplo, promedios móviles calculados so-bre ciertos rangos de tiempo o métodos de componentes no ob-servados. Así mismo, a las series observadas se les aplica un fil-tro como el de Hodrick-Prescott, en la búsqueda del componen-te persistente de los precios. En la práctica estas medidas, así como las del enfoque estadístico, son utilizadas muy frecuente-mente por su facilidad de cálculo y la transparencia en su defi-nición. Sin embargo, la exclusión de ciertos bienes y servicios o los supuestos acerca de las formas funcionales tiene la desventa-ja de estar basados en observaciones arbitrarias.

En ese sentido, el enfoque que aquí seguimos, representa un avance frente a técnicas alternativas, puesto que da importancia a una noción conceptual de la inflación subyacente y usa meto-dologías de series de tiempo como VAR estructurales (SVAR), VEC estructurales (SVEC) y sus tendencias estocásticas comunes asociadas. El trabajo pionero en esta área es el de Quah y Va-hey (1995), al cuál nos referimos en la sección anterior. Los au-tores estiman la inflación subyacente para el Reino Unido me-diante un modelo de vectores autorregresivos con restricciones teóricas de largo plazo (SVAR) sobre la inflación y el producto.4 En su enfoque, los autores trasladan a los datos la implicación económica de una curva de Phillips vertical en el largo plazo. De esa forma, el punto de partida de Quah y Vahey (1995) es la

3 Por ejemplo, Bryan y Ceccheti (1993a) proponen el uso de varios tipos de

estimadores de información limitada como medidas de inflación subyacente. 4 Las restricciones teóricas son impuestas al estilo Blanchard y Quah, (1989)


neutralidad del dinero en el largo plazo. Este tipo de restric-ción define la inflación subyacente como el componente de la inflación observable que no tiene efectos sobre el producto real en el mediano o largo plazo y, a su vez, considera los otros componentes como un ruido transitorio. Es decir, es el componente de la inflación que es generado por shocks que no tienen efectos de largo plazo sobre la producción real. En este caso, dos tipos de shocks exógenos no correlacionados afectan el comportamiento de la inflación. La primera clase de shocks no tiene efectos en el producto después de un pe-ríodo de tiempo determinado y la segunda clase sí tiene efec-tos en el mediano y largo plazo. De esta forma, la inflación subyacente es definida como el movimiento en la inflación asociado con el primer tipo de shocks.

Así mismo, diferentes autores han realizado ejercicios con versiones derivadas del enfoque original de Quah y Vahey (1995) que o bien modifican o amplían el conjunto original de variables, o hacen uso de diferentes técnicas econométricas. Por ejemplo, Blix (1997) calcula la inflación subyacente, para siete países desarrollados, usando el mismo esquema de identifica-ción de Quah y Vahey (1995) pero sobre un esquema de ten-dencias comunes. El esquema es aplicado sobre el producto y nivel de precios en lugar de la inflación. Para Blix (1997) el uso de tendencias comunes es más fácil de interpretar e implemen-tar y permite hacer extensiones hacia sistemas cointegrados más grandes (op. cit. p. 4). Gartner y Wehinger (1998) calculan la in-flación subyacente para varios países europeos usando la meto-dología de Quah y Vahey (1995) y las modificaciones de Blix (1997). Para el caso de Estados Unidos, Claus (1997) estima la inflación subyacente con un modelo de VAR estructural de cua-tro variables (precios al consumidor, capacidad instalada utili-zada, precios al productor de bienes de consumo terminados y precios de las importaciones).

Durante los últimos años, partiendo de la propuesta de Quah y Vahey (1995) pero reconociendo las propiedades de cointe-gración de los sistemas de información y la posibilidad de que los mismos sean más extensos, se han realizado varios estudios para calcular la inflación subyacente usando modelos VEC es-tructurales y sus tendencias estocásticas comunes. Por ejemplo, Bagliano y Morana (1999) estiman la inflación subyacente pa-ra Italia usando un modelo de tendencias comunes multiva-riado sobre la inflación, el producto, el dinero, el crecimiento de los salarios y los precios del petróleo. Por su parte, Ba-gliano et al. (2002) calculan la inflación subyacente para el


49

área del euro usando también un modelo de tendencias comu-nes pero sobre la inflación, el dinero, las tasas de interés y el producto. Para el caso de Estados Unidos, Bagliano y Morana (2003a) aplican un modelo de tendencias comunes sobre los precios del petróleo, la producción industrial, el dinero y la in-flación. Para el Reino Unido, en un modelo de tendencias co-munes Bagliano y Morana (2003b) incluyen además de la infla-ción y el producto tres importantes determinantes del proceso inflacionario, esto es dinero, salarios y precios del petróleo. La estimación presentada en este artículo se ubica dentro de este enfoque conceptual y metodológico.

IV. LA LITERATURA EN COLOMBIA

Para el caso colombiano se pueden destacar cuatro trabajos empíricos para el cálculo de la inflación subyacente. Córdoba (1995), Melo y Hamann (1999), Jaramillo (1998a) y Jaramillo (1998b) realizaron estimaciones de la inflación subyacente para Colombia de acuerdo con la tendencia observada a nivel inter-nacional.5

Córdoba (1995) estima tres indicadores de inflación subya-cente en Colombia durante el período comprendido entre mar-zo de 1983 y junio de 1995. Calcula la mediana ponderada y dos índices de factor dinámico basado en la metodología pro-puesta por Bryan y Cecchetti (1993a, 1993b). Los resultados, al comparar la inflación observada respecto a los indicadores de inflación subyacente, favorecen el uso de índices de factor di-námico ya que tienen mayor correlación con los medios de pa-go, mejor predictibilidad y mayor contribución en el momento de pronosticar la inflación según el Índice de Precios al Con-sumidor (IPC). Así mismo, todos los indicadores de inflación subyacente siguen el comportamiento de la inflación observada pero suavizando tanto los picos como las caídas en la misma.

Jaramillo (1998a), en uno de los primeros trabajos sobre in-flación subyacente elaborados en el Banco de la República, construye estimativos de inflación subyacente basado en la pro-puesta de Bryan et al. (1997), para construir medias truncadas asimétricas. En este trabajo se encuentra que un estimador óp-timo de la media del IPC es el que realiza un truncamiento de

5 Urrutia (1998) analiza las diferentes medidas de inflación subyacentes pa-

ra Colombia y destaca la importancia del cálculo de ésta y sus implicaciones en la política monetaria.


12% en la parte superior de la medida y de 24% en la parte in-ferior. El indicador no es robusto a los cambios de la muestra, lo cual revela los importantes cambios estructurales que se presen-taron en la economía colombiana en los años noventa.

Por su parte, Jaramillo (1998b) estima cuatro tipos de indica-dores de inflación subyacente. Los tres primeros se ajustan a la definición de inflación subyacente como inflación generalizada o la inflación que afecta, de manera simultánea, persistente y en la misma magnitud, un amplio conjunto de bienes que compo-nen la canasta del IPC. Dentro de esta categoría se calculan cua-tro medidas de inflación subyacente. La primera excluye del índice algunos bienes y servicios (alimentos, servicios públicos y transporte). La segunda, a la cual el autor denomina inflación núcleo, elimina de la canasta aquellos bienes y servicios cuyos precios han sido los más volátiles durante un período de tiempo determinado. La tercera, una media truncada la cual al igual que el indicador anterior busca obtener una medida de infla-ción que elimine el efecto de las variaciones extremas de los precios en algunos sectores de la economía pero en este caso se excluyen mensualmente un grupo distinto de bienes y servicios en función de su comportamiento coyuntural. La idea detrás de este cálculo es que las variaciones en precios de esos bienes res-ponden a choques de oferta específicos de algunos sectores y que los movimientos cercanos al centro de la distribución son aquellos que reflejan más acertadamente las presiones de de-manda. Para la cuarta medida parten de la idea de que la infla-ción subyacente es el componente permanente de la inflación y lo calculan mediante el uso del filtro univariado de Hodrick y Prescott, instrumento que permite estimar este mediante la mi-nimización de la varianza alrededor de la serie observada. Así mismo, Jaramillo (1998b) evalúa las diferentes medidas de in-flación subyacente, teniendo en cuenta que existen una serie de características que debe tener cualquier indicador que intente medir esa variable. De acuerdo con esas características, poca vo-latilidad, insesgamiento respecto a la inflación observada, capa-cidad para suavizar la inflación observada, capacidad para pro-nosticar a esta última y relación con agregados monetarios- la mayoría de los indicadores evaluados resultaron ser medidas adecuadas de la inflación subyacente. Una conclusión central del trabajo es que el indicador de inflación subyacente llamado por el autor inflación núcleo, calculado para varios niveles de truncamiento, es particularmente adecuado al satisfacer la tota-lidad de los criterios estadísticos utilizados. Por el contrario, los indicadores construidos excluyendo del IPC los alimentos o los


51

alimentos, los servicios públicos y el transporte no cumplieron los criterios estadísticos utilizados.

Por otro lado, Melo y Hamann (1999) aplican la técnica des-arrollada por Quah y Vahey (1995) para medir la inflación sub-yacente para el caso colombiano. El modelo VAR es estimado sobre el producto real y la inflación usando series trimestrales para el período comprendido entre 1980:I y 1997:IV. La serie de inflación subyacente obtenida es coherente con la inflación observada y reproduce tanto los picos superiores como los infe-riores de la misma. Según los autores el comportamiento de la inflación subyacente con respecto a la observada es consistente con la evolución del producto en los noventa. La inflación sub-yacente se ubica por encima de la observada durante la primera mitad de los noventa, años en los cuales el crecimiento del pro-ducto estuvo por encima de su senda potencial. En tanto que se ubica por debajo de la observada entre 1996 y 1998, período de desaceleración del crecimiento del producto.

V. LA INFLACIÓN SUBYACENTE CON UN ENFOQUE DE TENDENCIAS COMUNES ASOCIADAS A UN SVEC

Para el cálculo de la inflación subyacente en Colombia seguimos el enfoque SVEC y sus tendencias estocásticas comunes, que está inscrito dentro del enfoque conceptual presentado en la tercera sección. La estimación realizada en este trabajo extiende tanto el conjunto de variables como la metodología de Quah y Vahey (1995) hacia un enfoque multivariado que acepta la propiedad de cointegración de algunas variables dentro del sistema de in-formación elegido y permite hacer una representación de ten-dencias estocásticas comunes. El conjunto de información usado para estimar la inflación subyacente se extiende para incluir otras variables macroeconómicas que desempeñan un papel crucial como determinantes de la inflación de largo plazo. En el sistema, la inflación subyacente se relaciona de manera directa, en términos domésticos, con el crecimiento de un agregado monetario amplio, el nivel del producto y los salarios nomina-les. Los efectos externos sobre la inflación han sido introducidos explícitamente en el sistema a través de los términos de inter-cambio.

La aproximación que se propone en esta sección es consisten-te con esa definición general de la inflación subyacente como un proceso inflacionario persistente y, en últimas, con la relación de largo plazo entre el crecimiento del dinero y la inflación


que postula la teoría cuantitativa del dinero. La persistencia de la inflación se produce a partir de la combinación de las ten-dencias estocásticas asociadas a la oferta agregada (componente doméstico real), la expansión monetaria (componente domésti-co nominal) y los términos de intercambio (componente exter-no nominal). En este contexto la inflación subyacente es inter-pretada como la estimación de una inflación de largo plazo que depende de la información contenida en el sistema de variables usado y de las propiedades de cointegración del sistema de in-formación. A continuación se presenta formalmente la metodo-lógica econométrica utilizada en este documento.

1. Metodología econométrica

En este artículo se siguen las metodologías conocidas como SVEC y de tendencias estocásticas comunes desarrolladas por Warne (1993) y Vlaar (2004b). Este enfoque ha sido utilizado para diversos propósitos en los trabajos de Jacobson et al. (2002), Bagliano y Morana (1999, 2003a, 2003b), Morana y Ba-gliano (2001), Bagliano et al. (2002), Hubrich et al. (2000), Brüggemann (2003), Brüggemann (2001), Mellander et al. (1992), Vlaar (2004) y Vlaar y Schuberth (1998), entre otros.

La idea central de esta metodología es la utilización de la re-presentación de tendencias comunes que se deriva del meca-nismo de corrección de errores proveniente de las relaciones de largo plazo de un sistema de variables al que se le han incorpo-rado una serie de restricciones. Estas restricciones son conside-radas como estructurales, en la medida en que provienen de re-laciones aceptadas por la economía.

El punto de partida es un sistema tX n – dimensional que si-gue un proceso generador auto regresivo VAR(p),6 con relacio-nes de cointegración, es decir:

(1) ttXLA ε=)(

donde tε ruido blanco; jsEEE jsjtt ≠∀=∑== 0][ ;][ ,0][ '' εεεεε

y ∑−=∞

=1)(

j

jjn LAILA

Debido a que las series que conforman a tX en (1) están co-integradas y su cointegración es de orden uno, tX ~ ( )1,1CI , con r vectores de cointegración ( )nr <<0 , el Teorema de Re-

6 El cual puede incluir componentes determinísticas sin alterar los desarro-

llos aquí presentados.


53

presentación de Granger establece: i) ( )( ) rΑrango =1 ; ii) ( ) '1 αβ=Α ; y iii) la ecuación (1) puede ser reescrita como un vec-

tor de corrección de errores o modelo VEC:

(2) tttt XAXLAX ε++∆=∆ −− 11* )1()(

donde:

( ) ∑ Α=Α∑Α−=Α+=

−

=

p

ijji

p

i

iin LIL

1

*1

1

** ,

La existencia de los r vectores de cointegración implica la es-tacionariedad conjunta del proceso r -dimensional 1

'−= tt Xz β . Si

los r vectores de cointegración describen el estado estacionario, 1−tzα representa la corrección del cambio en tX debida a los

desequilibrios en torno al largo plazo, siendo α la matriz de ve-locidades de ajuste. Así, la ecuación (2) puede ser reescrita en su forma tradicional:

(3) tttt XXLAX εαβ ++∆=∆ −− 1'

1* )(

De acuerdo con Johansen (1995), para la representación (3), existe una representación de media móvil asociada:

(4) tt LCX ε)(=∆ ; ( ) L++= LCILC 1

donde: i) tX∆ es conjuntamente estacionaria; ii) ( ) ;1∑+=∞

=j

jjn LCILC

iii) ∞<∑∞

=

0j

jCj ; y iv) ( ) ( ) ⊥

−⊥⊥⊥ ′Γ′= αβαβ 11C ; ∑∏−=Γ

=

k

iinI

1.

Mediante sustitución recursiva y haciendo uso de la igualdad ( ) ( ) ( ) ( )LCLCLC *11 −+= , la ecuación (4) puede ser escrita en

términos de los niveles de las variables, conformando la repre-sentación de tendencias estocásticas comunes en función de las perturbaciones de forma reducida:

(5) ttt LCCXX εξ )()1( *0 ++=

donde: i) tξ sigue una caminata aleatoria con derivación hacia: ttt εξρξ ++= −1 de tal forma que, considerando un proceso ite-

rativo se tiene: ∑++=−

=−

1

00

t

jjtt t ερξξ ; ii) ( ) J

JJ LCLC ∑=

=0

** con

∑−=∞

== 1

*

jiij CC ; iii) el rango de la matriz ( )1C es igual a rn − ; iv)

( ) 01' =Cβ , y v) la matriz ( )1C recoge el efecto de largo y plazo de


las perturbaciones de la forma reducida tε sobre las variables en tX .

De esa forma, el concepto de tendencia estocástica común puede entenderse como un concepto dual de la cointegración. Así, el considerar que tX es un vector de series de tiempo −n dimensional que exhibe r vectores de cointegración o, lo

que es similar, ( )rnk −= tendencias estocásticas comunes, permite que dicho sistema pueda ser representado a través de éstas. Con el propósito de alcanzar una interpretación económi-ca de la dinámica de las variables de interés, las perturbaciones de la forma reducida tε son transformadas a un vector subya-cente de shocks estructurales tϕ . La acumulación de dichos shocks da origen a una representación estructural de tendencias estocásticas, como la presentada en la ecuación (6).

(6) ttt LXX ϕτ )()1( *0 Γ+Γ+=

donde: i) [ ] [ ] nttt IEE == ',0 ϕϕϕ y ( ) ∑=Φ∞

=0J

jj LL φ dentro del

círculo unitario; ii) ( ) tL ϕ*Γ conjuntamente estacionario; iii) ( ) t0 1 τΓ+X componente permanente con ( )1Γ de tamaño ( )nn× ;

y iv) ∑++=++=−

=−−

1

0101t

t

jjtt t ϕµτϕτµτ .

En la ecuación (7) se plantea la representación estructural de media móvil, asociada a la ecuación (6), para la primera dife-rencia del sistema:

(7) tt LX ϕ)(Γ=∆ ; ( ) ( ) L+Γ+Γ=Γ LL 10

Como lo sugiere Mellander et al. (1992), no todos los shocks que componen el vector tϕ tienen efectos permanentes sobre las variables que conforman el sistema, algunos de ellos pueden estar asociados a las combinaciones estacionarias de las series, descritas por los vectores de cointegración y, por consiguiente, sólo tienen efectos transitorios. En otras palabras, para distin-guir los efectos transitorios de los permanentes, como es nece-sario para conservar el propósito económico, el vector tϕ debe particionarse en dos subvectores, ]) ([ ttt vψϕ = , donde tψ , de dimensión k, agrupa a los shocks con efectos permanentes sobre las variables del sistema y tv , de dimensión r, contiene aquellos con impacto puramente transitorio. Por consiguiente, se re-quiere excluir de los impactos permanentes al subvector tv , lo cual hace necesaria la imposición de rn× restricciones sobre


55

( )1Γ , matriz de impacto de largo plazo en la representación es-tructural, es decir:

(8) ⎥⎦

⎤⎢⎣

⎡Γ=Γ−

0)1(xx rnrn

g

La imposición de las restricciones consideradas en (8) permi-te reformular el modelo de tendencias estocásticas estructurales presentado en (6) como sigue:

(9) ttgt LXX ϕτ )(*0 Γ+Γ+=

donde ∑++=++=−

=−−

1

0101t

t

jjtt t ψµτψτµτ .

La ecuación (10) plantea, a partir de las ecuaciones (4) y (7) o (5) y (6), la relación existente entre las perturbaciones de la forma reducida y los shocks estructurales. La ecuación (11) pre-senta la relación existente entre las matrices correspondientes a los procesos de media móvil asociadas a la forma reducida y a la forma estructural.7

(10) tt εϕ =Γ0

(11) )()( 0 LLC Γ=Γ

(12) ∑ ΓΓ= '00

Lo anterior implica que 00 >∀Γ=Γ iC ii , ( ) ( )11 0 Γ=ΓC . Parti-cionando la matriz 0Γ en sus primeras n-r columnas y sus últi-mas r columnas se observa de manera clara las restricciones presentadas en (8), así:

(13) ⎥⎦⎤

⎢⎣⎡ ΓΓ=Γ

−−

−

rn

r

rnn

rn

x0

x00

(14) grnC Γ=Γ −

0)1(

(15) 0)1( '0 =ΓC

De forma similar que en la metodología VAR estructural, la relevancia en la imposición de restricciones de largo plazo, en-tendidas éstas como neutralidades con respecto a los shocks de

7 Estas ecuaciones son ampliamente trabajadas en el contexto de VAR Es-

tructural, Véanse, Amisano y Giannini (1997), Misas y López (1998, 2000), Mi-sas y Posada (2000), Melo y Hamann (1999), y Arango et al. (2003).


carácter permanente, se centra en la matriz gΓ , ecuación (14), que captura dichos efectos en la forma estructural. Adicional-mente, como lo propone Vlaar (2004a), en la búsqueda de la identificación pueden ser también impuestas restricciones de neutralidad contemporánea sobre la matriz 0Γ , ecuación (12). Es de señalar que, frente a la metodología VAR estructural que

requiere para la identificación del sistema ( )2

1−nn restricciones,

la existencia de cointegración disminuye tal número de restric-

ciones a ( ) ( )rnrnn−−

−2

1 . La consideración de restricciones de

largo y corto plazo permite dar interpretación económica a cada da uno de los diferentes shocks estructurales.

Siguiendo a Vlaar (2004b), las restricciones de corto plazo impuestas sobre el modelo VEC, ecuación (12), pueden ser for-muladas de manera implícita como ( ) cc dvecR =Γ0 , donde la ma-triz cR es de dimensiones ( )2x ngc , la cual permite imponer cg restricciones sobre 0Γ . Tal forma implícita puede expresarse de manera explícita8 como ( ) ( ) dRHHRvec RR

1'0 11

−⊥ +=Γ λ , siendo λ

los parámetros libres de la matriz 0Γ y ( )

2112

1'RRRR RHRHHHR −

⊥ −= . Desde una perspectiva económica, es deseable llevar a cabo la identificación de 0Γ combinando las restricciones de corto plazo ya mencionadas con restricciones de largo plazo. Así, el conjunto total de restricciones puede definir-se igual a [ ]′′′= cl RRR , , y [ ]''

cl ddd = donde lR y cR incorporan las restricciones de largo y corto plazo, siendo sus respectivas dimensiones ( )2x ngl y ( )2x ngc .

Las restricciones de largo plazo están directamente relacio-nadas con la matriz de impacto total ( )1C . Por ejemplo, si la

ésimai − variable del sistema es neutral en el largo plazo al ésimoj − shock estructural, tal restricción conforma el elemento ji , de la matriz ( ) 01 ΓC . El conjunto de este tipo de restriccio-

nes es de la forma9 ( ) ( )( ) ( ) ( )( ) ( ) lnCC dvecCIFCvecF =Γ⊗=Γ 0101 1ˆ1 . Con-siderando la componente estocástica de la estimación de ( )1C ,

lR debe redefinirse como ( ) ( )( )1ˆˆ1 CIFR pCl ⊗= .

El modelo estructural es estimado en dos etapas. En la pri-

8 Para la construcción de la matriz '⊥R puede consultarse Magnus y Neu-

decker (1986). 9 Debido a que la matriz ( )1C no es de rango completo (de hecho su rango

es igual al número de variables (n) menos el número de vectores de cointegra-ción (r), la matriz ( )1CF es una matriz de ceros y unos que selecciona las filas del producto ( )( )1CI p ⊗ correspondientes a las restricciones linealmente indepen-dientes.


57

mera se estima el modelo de forma reducida, ecuación (3), en tanto que, en la segunda, la estimación se centra en λ condi-cional a la estimación de los parámetros de la forma reducida y se lleva a cabo a través de la maximización de la siguiente fun-ción de verosimilitud, respecto a λ sujeto a las restricciones an-teriormente presentadas. Es decir, se parte de la linealización

( ) sSvec +=Γ λ0 en el que λ representa los valores libres y las matrices sS y cumplen con10

lrRS

×= 0 y

1×=

rdRs .

(16) ( ) ⎟⎠⎞

⎜⎝⎛ ΩΓΓ−Γ−=Γ

∧−− )()(

2|)(|ln

2)( 1

01

02

00 λλλς trTTl

De modo tal que existe un algoritmo de búsqueda para los valores de λ , tal como en el modelo VAR estructural, que pue-de expresarse como:

(17) ( )[ ]

( ) ( )⎭⎬⎫

⎩⎨⎧

⎥⎦⎤

⎢⎣⎡ ⊗ΩΓ−Γ

Γ+⊗+Γ⊗+=

∧

−−−+

'''

0''

0

110

101

)()()(' x

x ))()((' 2

IvecTvecTS

IIITS nnn γγ

VI. ESTIMACIÓN DE LA INFLACIÓN SUBYACENTE EN COLOMBIA

1. Descripción de la información

El análisis empírico se lleva a cabo con información de fre-cuencia mensual para el período comprendido entre enero de 1983 y marzo de 2004. El sistema de información está confor-mado por la diferencia de orden doce del logaritmo natural de M3 nominal ( tDLM ),11 el logaritmo del índice de producción industrial sin trilla de café ( tLY ), el logaritmo de los términos de intercambio medidos como la razón entre el índice de pre-cios al productor para exportados y para importados ( tLTINT ), la diferencia de orden doce del logaritmo del índice de precios al consumidor del total nacional ( tDLIPC ) y la diferencia de or-

10 Es decir, S es una matriz ortogonal a la matriz R. Dada la no unicidad de dicha matriz, al igual que Johansen (1995) define las matrices ⊥β y ⊥α , Vlaar (2004b) define ( )

2112 R1

RRR HHHH RRS −−= siendo 1RH una matriz de

ceros y unos que selecciona las columnas de R tal que el producto 1RHR se

invertible y 2RH una matriz similar que selecciona las restantes columnas.

11 La variable M3 incluye los medios de pago, los cuasidineros, los depósitos a la vista, los depósitos fiduciarios, los bonos, los repos del sector real y la Te-sorería, los depósitos restringidos y las cédulas hipotecarias.


den doce del logaritmo del índice de salarios nominales de em-pleados ( tDLW ).12 En este caso, la inclusión de los términos de intercambio, como variable endógena del sistema, tiene como propósito capturar el efecto de los shocks externos sobre la di-námica de largo plazo de la inflación.

La gráfica I presenta la evolución de las variables en el pe-ríodo de análisis.

2. Esquema metodológico

En términos generales nuestra medición de la inflación sub-yacente recurre a un enfoque que permite calcular las tenden-cias comunes de un conjunto de variables, estas últimas caracte-rizadas por ser series no estacionarias. La existencia de una o varias relaciones de cointegración entre las variables (inflación,

12 La fuente de M3 es la Subgerencia de Estudios Económicos del Banco de la República. A partir de la muestra mensual manufacturera del DANE obte-nemos el índice de producción industrial sin trilla de café y el índice de sala-rios nominales de empleados. Los índices de precios con los cuales se constru-ye la variable de los términos de intercambio son tomados del Índice de pre-cios al productor calculados por Subgerencia de Estudios Económicos del Ban-co de la República. La fuente del índice de precios al consumidor es el DANE. Es de señalar que todas las variables son transformadas a través de la función logarítmica.


59

crecimiento del dinero, nivel del producto, términos de inter-cambio y crecimiento de los salarios nominales) reduce el nú-mero de perturbaciones independientes que tienen efectos permanentes sobre el nivel de las series. La representación de tendencias comunes permite descomponer las variables en una tendencia estocástica no estacionaria y un elemento transitorio estacionario. El primer elemento captura el efecto de shocks permanentes. Una vez asegurada la presencia de cointegración en el sistema es posible llegar a una representación VAR cointe-grada y a una estacionaria de corrección de errores contruida a partir del mismo sistema. Del sistema original puede pasarse a una representación estacionaria de media móvil de acuerdo al teorema de Wold. El vector de perturbaciones de esa forma re-ducida se asocia al vector de shocks estructurales, identificados de acuerdo con hipótesis económicas, algunos de ellos con efec-tos permanentes y otros con efectos transitorios sobre el sistema de variables original. En nuestro caso los shocks permanentes determinan la inflación subyacente.

a) Cointegración

El primer paso en la metodología de tendencias estocásticas comunes es determinar la existencia de relaciones de largo pla-zo dentro de las variables del sistema. El análisis de cointegra-ción se lleva a cabo por medio de la metodología de Johansen (1988)13 siguiendo el sistema de información que señalamos a continuación: ttttt DLWDLIPCLTINTLYDLM ,,,, , para el período comprendido entre los meses de enero de 1983 y marzo de 2004.

El análisis considera la existencia de uno a doce rezagos y los modelos: i) Drift, el cual considera una tendencia lineal deter-minística en los niveles de las variables; y ii) Cidrift, el cual re-conoce la existencia de tendencia lineal en el vector de cointe-gración. La selección de estos modelos, para el análisis de coin-tegración, se basa en el hecho que en la mayoría de los casos las variables exhiben tendencia lineal en sus niveles y en conse-cuencia se hace necesario dirimir entre los dos modelos men-cionados, es decir, la selección de componentes determinísticas propuesta por Johansen (1994).

El cuadro 1 presenta los resultados obtenidos mediante la prueba de la traza, al considerar la representación VAR(3) aso-ciada y el modelo Cidrift, incluyendo dummies estacionales cen-

13 CATS por RATS, versión 5.02.


CUADRO 1. PRUEBA PARA LA DETERMINACIÓN DEL RANGO

Valores de prueba

Trazaλ

rH :0

rp − Trazaλ

%10=α

115.09 0 5 82.68 60.38 1 4 58.96 36.29 2 3 39.08 16.86 3 2 22.95 4.26 4 1 10.56

Modelo Cidrift Lags= 3 Dummies estacionales centradas Dummies de intervención

tradas y dummies de intervención14 que capturan valores atípicos observados. La prueba de la traza soporta la existencia de dos vectores de cointegración.

Como lo sugieren Bagliano y Morana (1999), con el propósi-to de ganar intuición sobre la naturaleza económica de las rela-ciones de largo plazo subyacentes entre las variables que con-forman el sistema, se imponen, sobre los dos vectores de coin-tegración encontrados, diferentes conjuntos de restricciones. Tal ejercicio parte de relaciones que han sido recurrentes en la literatura de los autores antes mencionados: la relación entre la expansión monetaria y la inflación y, entre el crecimiento de los salarios nominales y la inflación. No obstante, la posibilidad de realizar una prueba de compatibilidad sobre el conjunto de res-tricciones, que de dichas relaciones se deriva, fuerza la presen-cia de los términos de intercambio en la primera relación, dicha prueba puede manifestar el profundo impacto de los choques externos sobre la inflación y la política monetaria en no pocos momentos del período de estudio. El resultado corresponde a la existencia de dos relaciones de largo plazo entre: i) el creci-miento monetario, el nivel de los términos de intercambio y la in-flación; y ii) el crecimiento de los salarios y la inflación, es decir:

(18) ⎥⎦

⎤⎢⎣

⎡=

⎥⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

⎥⎦

⎤⎢⎣

⎡−wt

t

t

t

t

t

t

DLWDLIPCLTINT

LYDLM

εε

ηα π

10000101

14 En el análisis de cointegración se consideran variables dummies estaciona-

les centradas, como también, de intervención. El uso de variables dummies de intervención puede verse en Hendry y Doornik (1994), entre otros.


61

En el cuadro 2 se presentan los vectores de cointegración una vez impuestas las restricciones y sus correspondientes velo-cidades de ajuste. La prueba de compatibilidad de las restric-ciones sugiere que no existe evidencia para rechazar la hipótesis nula sobre la existencia de los vectores de cointegración presen-tados en (18).

CUADRO 2. VECTORES DE COINTEGRACIÓN Y VELOCIDADES DE AJUSTE Sistema ttttt DLWDLIPCLTINTLYDLM ,,,,

Vectores de cointegración bajoa restricción

Velocidades de ajusteb

⎟⎠⎞

⎜⎝⎛ −− 0,1,401.0,0,1:

)117.0(1β ( ) ( ) ( ) ( ) ( )

⎟⎠⎞

⎜⎝⎛ −−−

−−− 82.129.122.142.252.31 017.0,006.0,030.0,060.0,048.0:α

( )⎟⎠⎞

⎜⎝⎛ − 1,380.1,0,0,0:

109.02β ( ) ( ) ( ) ( ) ( )

⎟⎠⎞

⎜⎝⎛ −

− 62.450.305.026.243.12 088.0,034.0,003.0,115.0,040.0:α

Prueba sobre compatibilidad de las restricciones (razón de verosimilitud) ( )

16.054.642

=−=

valuepχ

a Error estándar en paréntesis. b Estadística t en paréntesis.

En el sistema analizado, la estimación del primer vector de cointegración sugiere que el crecimiento monetario y el nivel de los términos de intercambio son los principales determinantes de largo plazo de la inflación, en tanto que, el segundo vector muestra la relación de largo plazo existente entre el crecimiento del salario nominal y la inflación.

Una vez aceptados los vectores de cointegración presentados en la ecuación (18), se llevan a cabo pruebas de diagnóstico so-bre el comportamiento de los residuales. Los p-values asociados a dichas pruebas multivariadas sobre existencia de autocorrela-ción residual LM(1), LM(4) y LM(24) son respectivamente 0.27, 0.85 y 0.28. Es decir, estas pruebas permiten concluir compor-tamiento ruido blanco multivariado en los residuales.15 Así mismo, el p-value de 0.13 asociado a la prueba de normalidad multivariada de Doornik y Hansen (1994) evidencia un com-portamiento normal multivariado en los residuales. De esta forma, las pruebas multivariadas de diagnóstico de residuales, Lutkepohl (1993), permiten concluir que éstos presentan un comportamiento óptimo.

15 Es de señalar que, a partir del rezago 12, la prueba Ljung-Box evidencia

presencia de correlación serial en los errores.


Una vez establecido el comportamiento de los residuales co-mo óptimo, se llevan a cabo pruebas de exogeneidad débil, es-tacionariedad y exclusión del vector de cointegración. Es de se-ñalar que, dado el propósito del ejercicio, se requiere que las variables tDLIPC y tDLW no sean exógenas débiles. El cuadro 3 presenta los resultados de dichas pruebas.

CUADRO 3. RESULTADO DE LAS PRUEBAS DE EXCLUSIÓN, ESTACIONA-RIEDAD Y EXOGENEIDAD DÉBIL

Exclusión ( ) 61.422

10.0 =χ Estacionariedad

( ) 78.74210.0 =χ

Exogeneidad débil ( ) 61.422

10.0 =χ

82.4:tDLM 36.4:tLY

26.5:tLTINT 34.30:tDLIPC

81.13:tDLW 17.5:tTrend

75.18:tDLM 72.18:tLY


00.24:tDLW

49.2:tDLM 86.11:tLY


98.10:tDLW

b) Estimación de los parámetros estructurales

En el modelo de tendencias estocásticas comunes, ecuación (9), la presencia de dos relaciones de cointegración, entre las cinco variables que conforman el sistema, implica la existencia de tres fuentes distintas de shocks, cuyos efectos son permanen-tes sobre algunas de las variables que conforman dicho sistema.

Como se explicó en la sección V, la identificación de las ten-dencias estocásticas comunes o estimación del modelo SVEC se alcanza a través de restricciones de largo plazo y contemporá-neas.16 La identificación de los shocks permanentes se lleva a ca-bo determinando las restricciones de largo plazo sobre la matriz de impacto del modelo de tendancias comunes. Los shocks tran-sitorios se identifican por medio de supuestos sobre su impacto contemporáneo sobre las variables endógenas. Teniendo en cuenta lo anterior se entiende que todos los shocks tendrían una interpretación económica.

En este trabajo, se consideran los siguientes supuestos acerca de la naturaleza de los tres shocks permanentes. El primero co-rresponde a una perturbación nominal o shock monetario ( )mϕ , el segundo a un shock de oferta agregada ( )oaϕ y el tercero, a un shock externo ( )xϕ , motivado por los movimientos del nivel de los términos de intercambio durante el período de estudio. La ecuación (19) presenta la especificación adoptada para la parte

16 Programa MALCOLM, versión 2, R. Mosconi, modificado por P. J. Vlaar.


63

permanente de la representación de tendencias estocásticas co-munes, donde µ es un vector de constantes adicionado al mo-delo en la estimación:

(19)

ttt⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢

⎣

⎡+

⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢

⎣

⎡+

⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢

⎣

⎡=

⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢

⎣

⎡

− 3

2

1

13

2

1

3

2

1

3

2

1

ϕϕϕ

τττ

µµµ

τττ

La ecuación (20) coincide con la metodología, donde la ma-triz ( ) 01 ΓC o ( )1Γ debe tener un bloque de ceros en las dos últi-mas columnas y ceros en las posiciones afectadas por la restric-ciones de largo plazo establecidas. Tales restricciones se centran en la neutralidad de largo plazo del producto ante shocks nomi-nales, y de los términos de intercambio frente a shocks de oferta agregada.

(20)

( ) ( ) ( )( ) ( )

( ) ( )( ) ( ) ( )( ) ( ) ( )

( ) ( )tt

t

j

wj

t

jj

t

j

xj

t

j

oaj

t

j

mj

t

t

t

t

t

ACX

DLWDLIPCLTINT

LYDLM

ϕ

ϕ

ϕ

ϕ

ϕ

ϕ

π

0

1

1

1

1

1

535251

434241

3331

2322

131211

1

0011100111001010011000111

Γ=⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

∑

∑

∑

∑

∑

⎥⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

ΓΓΓΓΓΓΓΓΓΓΓΓΓ

=

⎥⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

=

=

=

=

=

Con el fin de poder sobreidentificar el modelo se definieron un grupo de restricciones de corto plazo, las cuales se presentan en la ecuación (21). Como se observa, el nivel de los términos de intercambio no se ve afectado contemporáneamente por shocks monetarios y de salarios y los shocks externos no afectan contemporáneamente a la inflación.

(21)

tt

wt

t

xt

oat

mt

DLWt

DLIPCt

LTINTt

Yt

DLMt

φεϕϕϕϕϕ

εεεεε

π

0

550

540

530

520

510

450

440

420

410

340

330

320

250

240

230

220

210

150

140

130

120

110

000

Γ=

⎥⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

⎥⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

ΓΓΓΓΓΓΓΓΓ

ΓΓΓΓΓΓΓΓΓΓΓΓΓ

=

⎥⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

La prueba de compatibilidad, sobre restricciones de largo y corto plazo, reportó una estadística ( )12χ de 1.447 y un p-value


asociado de 0.228. Dado este resultado, las ecuaciones (22) y (23) presentan las estimaciones de las matrices estructurales.

Largo plazo:

(22) ( )

⎥⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

−

−

=Γ

000017.00016.00052.0000012.00011.00038.0000265.000057.0000057.001981.00000094.00011.00060.0

ˆ1ˆ0C

Corto plazo:

(23)

⎥⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

−−−

−−−−

=Γ

0068.00036.00008.00025.00054.00027.00013.000019.00035.000063.00249.00034.000094.00125.00011.00205.00002.00028.00102.00029.00067.00061.0

ˆ0

3. La inflación subyacente en Colombia

La matriz ( ) 01 ΓC estimada en la sección anterior, ecuación (22), permite obtener la inflación subyacente como una combi-nación lineal de las tendencias estocásticas comunes,17 como se presenta en la ecuación (24).

(24) tttPt DLIPCDLIPC 3210 0012.00011.00038.0 τττ +++=

Para tener una idea del modo en que se incorporan las ten-dencias estocásticas al cálculo de la inflación se presenta en la gráfica II la evolución de las mismas con respecto a la inflación observada. Como se observa en la gráfica la tendencia estocásti-ca representada por t1τ , la cual acumula las sorpresas moneta-rias, sigue de cerca los movimientos de la inflación total. Es me-nos clara esa evolución para las otras tendencias comunes, las cuales se alejan de ésta última variable en especial en el período posterior a las reformas estructurales de principios de los años noventa. Dada la diferencia en el tamaño de los coeficientes

17 Para este cálculo las tendencias estocásticas comunes incluyen la acumu-lación de las dummies estacionales y de intervención, además de la constante y la tendencia, esto corresponden al valor teórico presentado con anterioridad y no a la simplificación que se trabajó en la presentación de la estimación. La re-presentación de tendencias estocásticas comunes se obtiene a través del módu-lo IML de SAS versión 8.0 y de Matlab versión 6.5.


65

asociados a cada una de las tendencias el mayor aporte a la in-flación subyacente proviene de las sorpresas monetarias con lo cual, por su comportamiento descendente desde principios de los años noventa, se produce un comportamiento similar de la inflación subyacente.

Para poder precisar lo afirmado anteriormente se realizó un ejercicio de descomposición de la inflación subyacente. En la gráfica III se muestra la descomposición de la inflación subya-cente de acuerdo con la participación de cada una de las ten-dencias comunes. Para poder tener un mejor análisis se han tomado tres subperíodos, construidos de acuerdo con los even-tos más importantes que caracterizan el comportamiento de la economía colombiana en todo el período estudiado. El primer subperíodo comprende el lapso comprendido entre abril de 1983 y diciembre de 1991. El segundo entre enero de 1992 y diciembre de 1999. El tercero y último entre enero de 2000 y el final de la muestra, o sea marzo de 2004. La idea tras la defini-ción de estos subperíodos, es mostrar las tres etapas diferentes que ha vivido la economía colombiana. La definición del primer subperíodo se relaciona con una etapa previa a las reformas es-tructurales de principios de la década de los noventa. El subpe-ríodo siguiente corresponde a la etapa que sigue a esas reformas y que, adicionalmente, se puede caracterizar por la presencia



67

de un importante flujo de capitales que ingresó a la economía colombiana. El subperíodo final se inicia con la detención o pa-rada súbita de ese flujo de capitales, con lo cual la economía co-lombiana entra en una profunda recesión apenas superada re-cientemente.

La descomposición de la inflación subyacente en cada uno de los subperíodos aparece en los tres paneles de la gráfica III. El panel superior, el cual corresponde al período abril de 1983 a diciembre de 1991, muestra como el mayor aporte positivo a la inflación subyacente lo hacen los shocks de oferta durante la ma-yor parte del tiempo. Al final de los años ochenta se observa como los shocks monetarios que anteriormente contrarrestaban a los primeros empiezan a reforzarlos, con lo cual es previsible, como en efecto se dio, un importante incremento de la infla-ción. El panel del medio, el cual corresponde al segundo sub-período tenido en cuenta en nuestro ejercicio, registra como durante todo el tiempo el aporte a la inflación subyacente de los shocks de oferta fue positivo. Mientras que al comienzo de la dé-cada de los noventa los shocks monetarios aportan positivamente a la inflación al final su comportamiento contrarresta los shocks de oferta. En este caso también los shocks externos contrarrestan los shocks de oferta. Esa situación se consolida desde 1999, en el último período se observa como los shocks de oferta continúan aportando positivamente a la inflación subyacente. Los otros dos shocks, y en especial el monetario, aportan negativamente. Un punto muy importante es que desde 1995 la suma de las tres tendencias comunes es negativa. Sin embargo, por la forma en que se construyó la inflación subyacente (ecuación 24) la magnitud de esa suma no es suficiente para compensar el valor de la constante que se agrega en cada momento a esas tenden-cias.

La estimación de la inflación subyacente se presenta en la gráfica IV al tiempo con la inflación total. El comportamiento de la inflación subyacente estimada es coherente con la evolu-ción pasada y reciente de la inflación observada. Sin embargo, la inflación subyacente se sitúa por debajo de la inflación obser-vada en la primera mitad del período de estimación, con excep-ción de unas pocas observaciones al principio de la muestra. Así mismo, a partir de 1993 se ubica por encima de la inflación ob-servada. Mientras que entre la mitad de 1997 y finales de 1999 la inflación subyacente vuelve a ponerse por debajo de la obser-vada. Al final de la muestra nuevamente la subyacente se pone por encima de la observada.

Con el fin de comparar los resultados obtenidos al estimar in-


flación subyacente en Colombia a continuación se presentan otras tres medidas de la misma calculadas en la Subgerencia de Estudios Económicos del Banco de la República bajo el enfoque estadístico descrito anteriormente. En las gráficas V, VI y VII se presentan, respectivamente, la serie de inflación observada con tres medidas de inflación subyacente: la inflación núcleo 20 (IN20),18 la inflación sin alimentos (ISA) y la inflación sin ali-mentos, combustibles y servicios públicos (ISSPP).

En la gráfica VIII se presentan simultáneamente todas las me-

18 La inflación subyacente denominada núcleo 20 es calculada excluyendo

del IPC aquellos bienes y servicios más volátiles cuya ponderación acumulada es de 20% [Jaramillo, (1998b, p. 15)].


69

didas de inflación subyacente. En la gráfica las diferentes medi-das de inflación subyacente se comparan con la obtenida en este trabajo, que llamaremos inflación subyacente. Todas las medidas registran, como se observa en la gráfica, un comportamiento descendente a partir de 1992, interrumpido brevemente en algunos períodos. Un aspecto interesante que sugiere la gráfi-ca es la estabilización de la inflación en los tres últimos años. Ese rasgo es común en todas las medidas pero en el caso de la inflación subyacente calculada en este trabajo (línea continua) es muy notorio, presentándose incluso un ligero aumento del in-dicador.

Una comparación más detallada y rigurosa surge si se tiene en cuenta que existen varias propiedades deseables de la infla-


ción subyacente. De acuerdo con Bryan y Cecchetti (1994), la primera propiedad se refiere a que la medida de inflación sub-yacente debe presentar una menor variabilidad y una más alta persistencia que la inflación corriente. En segundo lugar, la in-flación subyacente debería ser útil, en el sentido de contener in-formación, para hacer un pronóstico de la inflación corriente. La medida de inflación de inflación subyacente, en tercer lugar, debe ser robusta frente a cambios en la muestra. Por último, una inflación subyacente con contenido teórico es superior a una medición puramente estadística.

De esa forma, con el fin de contar con argumentos estadísti-cos para realizar la comparación entre las inflaciones subyacen-tes utilizadas en el Banco de la República y la aquí propuesta, se calculó la desviación estándar de las diferentes medidas con el fin de examinar el punto de la volatilidad. El cálculo de la des-viación se hace año por año con el fin de evitar problemas oca-sionados en la no estacionariedad de la serie examinada. Como se puede observar en el cuadro 4, la medida de la inflación sub-yacente construida empleando las tendencias estocásticas co-munes posee las características deseadas en cuanto a su volatili-dad se refiere. En la mayoría de los años comparados, nueve de quince, la medida de inflación subyacente presenta la menor desviación estándar dentro de todas las series. En un año es la segunda menor. En la mayoría de los años, en consecuencia, la varianza de la subyacente calculada en este trabajo es cuantitati-vamente menor que la observada para la inflación y las otras mediciones de la inflación subyacente.

Sobre los otros criterios de comparación habría que decir que no se realizaron comparaciones de pronósticos entre las di-


71

CUADRO 4. DESVIACIONES ESTÁNDAR POR AÑO, 1990-2004

Año Inflación IN20 ISA ISACSP Subyacentea

1990 1.3151 0.7391 0.8612 0.9135 1.0553 1991 1.2447 1.1422 1.2744 1.3679 0.7156 1992 0.7096 0.9918 1.5935 1.0824 0.5420 1993 1.2683 0.2765 1.2485 0.5697 0.4028b 1994 0.4762 0.9082 1.6294 1.0365 0.3252 1995 0.6250 0.5687 0.4146 0.4948 1.2428 1996 0.7187 0.4466 0.9094 0.6506 0.4569 1997 1.0117 1.0004 1.9510 1.7028 0.4056 1998 1.3305 0.3938 0.5091 0.3569 1.6979 1999 2.7740 2.4180 2.2400 2.1029 1.0015 2000 0.4668 0.3446 0.3296 0.4463 0.6532 2001 0.2728 0.3831 0.8458 0.3965 0.8994 2002 0.6019 0.6383 0.5443 0.4418 0.5036 2003 0.4624 0.5869 0.5536 0.3738 0.2813 2004c 0.3227 0.4408 0.2805 0.1855 0.1353

a En cursiva designa la menor varianza. b Designa una varianza próxima a la me-nor. c Desde enero hasta julio.

ferentes medidas de inflación, básicamente por no contar con es-tos para las medidas diferentes a la propuesta en este documento. Sin embargo, en la sección siguiente se propone una metodolo-gía para realizar pronósticos de la medida de inflación subya-cente.

De otro lado, aunque no existe un modelo económico formal detrás de la medida propuesta por nosotros, cómo plantean Bagliano y Morana (1999, 2003a, 2003b), Morana y Bagliano (2001), y Bagliano et al. (2002) en su cálculo de inflación subya-cente similar al nuestro, existen unas relaciones económicas aceptadas en la mayoría de los casos sin mayor discusión y que están en la base de nuestro modelo.

4. Pronósticos basados en simulación

Con el fin de mostrar los alcances de la metodología, en esta sección se presentan un ejercicio en el que se calculan dos series de pronósticos de la inflación y la inflación subyacente usando diferentes longitudes de muestreo que son seleccionadas de manera aleatoria. Para realizar los pronósticos de la inflación y la inflación subyacente se lleva a cabo un proceso de mues-treo con reemplazamiento mediante la técnica de bootstrap-ping19 para obtener medias y desviaciones estándar de los

19 Véanse, Fox (2002), Hansen (2000) y Cole (1999). El proceso de bootstrap-ping se obtiene a través del módulo IML de SAS versión 8.0 y de Matlab versión 6.5.


componentes estocásticos como los errores estructurales con efectos permanentes, para el caso de la inflación subyacente, y, adicionalmente a éste, el componente transitorio, para la infla-ción observada. Es de señalar que, los componentes determinís-ticos considerados en el pronóstico corresponden a su extrapo-lación fuera de muestra.

A partir de la suma de los componentes estocásticos obteni-dos en muestreo repetido con los componentes determinísticos se construyen los pronósticos y sus respectivos intervalos de confianza. En el proceso bootstrapping se consideran 10.000 si-mulaciones sobre dos muestras alternativas de los componentes estocásticos. La primera considera los 24 meses previos al fin de la muestra, en tanto que, la segunda incluye 48 meses.

En la gráfica IX se presentan los pronósticos de la inflación subyacente y la inflación observada para el período comprendi-do entre abril de 2004 y marzo de 2005 para longitudes de muestreo de 24 meses y 48 meses. En el primer caso las dos va-riables pronosticadas muestran un leve incremento y en el se-gundo caso un leve descenso durante los siguientes doce meses. La elección del mejor pronóstico de estas dos alternativas va a depender en buena medida del criterio del analista, de acuerdo


73

con su juicio con relación al período de tiempo en el que se reúnen las condiciones propias para una previsión acertada.

Este análisis es consistente con los intervalos de confianza del pronóstico de la inflación observada y subyacente para las dos longitudes de muestreo que se presentan en la gráfica IX y grá-fica X, respectivamente. En los cuadros 5 y 6 se presentan los resultados puntuales del pronóstico.

CUADRO 5. PRONÓSTICOS DE INFLACIÓN A TRAVÉS DE BOOTSTRAPPING

Longitud de muestreo: 24 meses Longitud de muestreo: 48 meses

Inflación

Límite inferior

Límite superior

Inflación

Límite inferior

Límite superior

Abr-04 0.0625 0.0496 0.0753 0.0666 0.0501 0.0830 May-04 0.0627 0.0485 0.0770 0.0660 0.0488 0.0832 Jun-04 0.0630 0.0472 0.0789 0.0654 0.0469 0.0839 Jul-04 0.0633 0.0459 0.0808 0.0647 0.0456 0.0838 Ago-04 0.0637 0.0453 0.0821 0.0642 0.0443 0.0841 Sep-04 0.0640 0.0443 0.0837 0.0636 0.0428 0.0844 Oct-04 0.0642 0.0436 0.0848 0.0631 0.0413 0.0849 Nov-04 0.0644 0.0426 0.0863 0.0625 0.0399 0.0851 Dic-04 0.0648 0.0421 0.0875 0.0618 0.0388 0.0849 Ene-05 0.0651 0.0417 0.0885 0.0613 0.0373 0.0852 Feb-05 0.0654 0.0408 0.0899 0.0606 0.0360 0.0851 Mar-05 0.0656 0.0406 0.0906 0.0602 0.0347 0.0857

CUADRO 6. PRONÓSTICOS DE INFLACIÓN SUBYACENTE A TRAVÉS DE BOOTSTRAPPING


Inflación

núcleo Límite inferior

Límite superior

Inflación núcleo

Límite inferior

Límite superior

Abr-04 0.0755 0.0690 0.0821 0.0747 0.0689 0.0806 May-04 0.0758 0.0667 0.0850 0.0742 0.0659 0.0824

(sigue)


CUADRO 6 (concluye)


Inflación

núcleo Límite inferior

Límite superior

Inflación núcleo

Límite inferior

Límite superior

Jun-04 0.0762 0.0649 0.0875 0.0736 0.0635 0.0836 Jul-04 0.0764 0.0633 0.0896 0.0729 0.0613 0.0845 Ago-04 0.0767 0.0620 0.0914 0.0723 0.0593 0.0853 Sep-04 0.0770 0.0609 0.0931 0.0717 0.0575 0.0860 Oct-04 0.0773 0.0598 0.0947 0.0711 0.0557 0.0865 Nov-04 0.0776 0.0589 0.0962 0.0706 0.0541 0.0870 Dic-04 0.0778 0.0580 0.0976 0.0700 0.0525 0.0875 Ene-05 0.0782 0.0573 0.0990 0.0694 0.0509 0.0878 Feb-05 0.0785 0.0567 0.1003 0.0688 0.0495 0.0881 Mar-05 0.0787 0.0561 0.1014 0.0682 0.0481 0.0884

VII. CONCLUSIONES

En este documento se estima la inflación subyacente en Colom-bia durante el período comprendido entre enero de 1983 y marzo de 2004 con un modelo vectorial de corrección de erro-res con restricciones estructurales (SVEC) y su representación de tendencias estocásticas comunes. En el sistema, la inflación sub-yacente es interpretada y construida como la estimación de lar-go plazo de la inflación sujeta a la información contenida en el crecimiento de M3, el nivel del producto, los términos de inter-cambio y el crecimiento de los salarios nominales y a las propie-dades de cointegración de este sistema de información. La me-dida de inflación subyacente que se propone en este documento es consistente con la definición general de la inflación subyacen-te como un proceso inflacionario persistente y, en últimas, con la relación de largo plazo entre el crecimiento del dinero y la in-flación que postula la teoría cuantitativa del dinero. La persis-tencia de la inflación se produce a partir de la combinación de las tendencias estocásticas asociadas a la oferta agregada (com-ponente doméstico real), la expansión monetaria (componente doméstico nominal) y los términos de intercambio (componente externo nominal). En últimas y es una de las virtudes de la me-todología, esta mediada de inflación subyacente captura los efectos de largo plazo en la inflación de todos los shocks perma-nentes.

La inflación subyacente estimada se compara con otras medi-das tradicionalmente calculadas estadísticamente y se puede comprobar que posee las características deseadas en cuanto a


75

varianza y sigue en forma adecuada la inflación observada. Al final del documento, como un ejercicio para mostrar las bonda-des de la metodología, se presentan dos series de pronósticos de la inflación y la inflación subyacente y sus respectivos intervalos de confianza calculados mediante técnicas de bootstrapping so-bre dos longitudes de muestreo escogidas de manera aleatoria.

Es importante destacar que la estimación de la inflación sub-yacente que se realizó en este documento tiene ventajas tanto sobre los cálculos estadísticos de este indicador como sobre ver-siones anteriores de estimaciones conceptuales bajo esquemas econométricos más restringidos.

Este trabajo, para el caso colombiano, es pionero en la aplica-ción de la metodología VEC estructural y en la estimación de componentes no observadas en la economía a través de las tendencias estocásticas comunes asociadas a dicho modelo. Por otro lado, la presentación detallada de la metodología tie-ne un carácter pedagógico y con ello busca dar a conocer sus al-cances.

BIBLIOGRAFÍA

Amisano, G., y C. Giannini (1997), Topics in Structural VAR Eco-nometrics, segunda edición, primavera.

Arango, L. E., A. M. Iregui y L. F. Melo (2003), Recent Behavior of Output, Unemployment, Wages and Prices in Colombia: What Went Wrong, Banco de la República (Borradores de Econo-mía, no 249).

Bagliano, F., R. Golinelli y C. Morana (2002), “Core inflation in the Euro Area”, Applied Economics Letters, vol. 9, pp. 353-357.

Bagliano, F., y C. Morana (1999), “Measuring core inflation in Italy”, Giornale degli Economisti, vol. 58, pp. 301-28.

Bagliano, F., y C. Morana (2003a), “Measuring US core infla-tion: A common trend approach”, Journal of Macroeconomics, vol. 25, pp. 197-212.

Bagliano, F., y C. Morana (2003b), “A common trends model of UK core inflation”, Empirical Economics, vol. 28, no 1, pp. 157-172.

Blanchard, O., y D. Quah (1989), ‘The Dynamic Effects of Ag-gregate Demand and Supply Disturbances’, The American Economic Review, vol. 79, no 4, septiembre, pp. 655-73.


Blix, M. (1997), Underlying inflation – a common trends approach, Sveriges Riksbank (Working Papers).

Brüggemann, I. (2003), “Measuring Monetary Policy in Ger-many: Structural Vector Error Correction Approach”, Ger-man Economic Review, vol. 4, pp. 307-39.

Brüggemann, R. (2001), Sources of German Unemployment: A Structural Vector Error Correction Analysis, Institut für Statistik und Ökonometrie, Humboldt-Universität zu Berlin.

Bryan, Michael F., Stephen G. Cecchetti y Rodney L. Wiggins II (1997), Efficient Inflation Estimation, NBER (Working Paper, no 6183).

Bryan, M., y S. Cecchetti (1993a), Measuring core inflation, NBER (Working Papers Series, no 4303).

Bryan, M., y S. Cecchetti (1993b), The consumer price index as a measure of inflation, NBER (Working Papers Series, no 4505).

Cecchetti, S. (1997), 2Measuring short-run inflation for central bankers”, Review, Banco Federal de Reserva de San Luis, pp. 143-60.

Claus, I. (1997), A measure of underlying inflation in the United States, Banco de Canadá (Working Papers, no 97-20).

Cole, S. R. (1999), “Simple bootstrap statistical inference using the SAS system”, Computer Methods and Programs in Biomedicine, no 60, pp. 79-82.

Córdoba, J. C. (1995), “Midiendo la inflación esencial en Co-lombia”, Banca y Finanzas, no 37, pp. 63-92.

Doornik, J. A., y H. Hansen (1994), An omnibus test for univariate and multivariate normality, Nuffield College, Oxford Univer-sity, Oxford (Working paper); disponible en: http://www. nuff.ox.ac.uk/Uwers/Doornik/papers/normal2.pdf/

Eckstein, O. (1981), Core Inflation, Prentice-Hall, Englewood-Cliffs.

Fox, J. (2002), “Bootstrapping regression Models”, apéndice en An R and S-PLUS Companion to Applied Regression; disponible en: http://www.sourcekeg.co.uk/cran/doc/contrib/Fox-Companion/ appendix-bootstrapping.pdf/

Friedman, M. (1963), Inflation. Causes and consequences, Asia Publishing House, Nueva York.

Gartner, C., y G. Wehinger (1998), Core inflation in selected Euro-pean Union countries, Oesterreichische Nationalbank (Working Papers, no 33).

Hansen, B. (2000), Approximate Standard Errors and the Use of Bootstrapping, Danish Institute of Agricultural Sciences, Bi-ometry Research Unit; disponible en: http://www.jbs.agrsci. dk/Biometry/Reports/reports/2001.02.i.pdf


77

Hendry, D. F., y A. Doornik (1994), “Modelling Linear Dy-namic Econometric Systems”, Scottish Journal of Political Econ-omy, vol. 45.

Hogan, S., M. Johnson y T. Laflèche (2001), Core inflation, Banco de Canadá (Technical Report, no 89).

Hubrich, K. S. E. M., y P. J. G. Vlaar (2000), Germany and the euro area: Diference in the transmission process of monetary policy, Econometric Research and Special Studies Department, De Nederlansche Bank (Research Memorandum WO&E, no 613).

Jacobson, T., P. Jansson, A. Vredin y A. Warne (2002), Identify-ing the Effects of Monetary Policy Shocks in an Open Economy, Sveriges Riskbank (Working Paper Series, no 134).

Jaramillo, C. F. (1998a), Improving the measurement of core infla-tion in Colombia using asymmetric trimmed means, Banco de la República (Borradores de Economía, no 98).

Jaramillo, C. F. (1998b), “La inflación básica en Colombia: eva-luación de indicadores alternativos”, Ensayos de Política Eco-nómica, no 34.

Johansen, S. (1988), “Statistical analysis of cointegration vectors”, Journal of Economic Dynamics and Control, no 12, pp. 231-54.

Johansen, S. (1994), “The role of the constant and linear terms in cointegration analysis of non-stationary variables”, Econo-metric Reviews, no 13, pp. 205-29.

Johansen, S. (1995), Likelihood Based Inference in Cointegrated Vec-tor Auto-regressive Models, Advanced Text in Econometrics, Ox-ford University Press.

Lütkepohl, H. (1993), Introduction to Multiple Time Series Analysis, segunda edición, Spriger-Verlag.

Magnus, J. R., y H. Neudecker (1986), “Symmetry , 0-1 Matri-ces and Jacobians: A Review”, Econometric Theory, vol. 2, pp. 157-90.

Mellander E., A. Vredin y A. Warne (1992), “Stochastic trends and economic fluctuations in a small open economy”, Journal of Applied Econometrics, vol. 7, no 4, pp. 369-94.

Melo, L., y F. Hamann (1999), “Inflación básica, una estimación basada en modelos VAR estructurales”, Monetaria, CEMLA, vol. 22, no 2, abril-junio, pp. 151-74.

Misas M., y C. Posada (2000), Crecimiento y ciclos económicos en Co-lombia en el siglo XX: el aporte de un VAR estructural, Banco de la República (Borradores de Economía, no 176).

Misas, M., y E. López (1998), El Producto Potencial en Colombia: una estimación bajo VAR estructural, Banco de la República (Bo-rradores de Economía, no 94).


Misas, M., y E. López (2000), “La utilización de la capacidad instalada de la industria en Colombia: un nuevo enfoque”, Ensayos Sobre Política Económica, no 38, diciembre.

Morana, C. (2002), “Common persistent factors in inflation and excess nominal money growth and a new measure of core in-flation”, Studies in non linear dynamics and econometrics, vol. 6, no 3, art. 3; art. 5.

Morana, C. (2004), A structural common factor approach to core in-flation estimation and forecasting, Banco Central Europeo, (Working Paper Series, no 305).

Morana, C., y F. C. Bagliano (2001), “A common trends model of UK core inflation”, Empirical Economics, vol. 28, pp. 157-72.

Quah, D., y S. Vahey (1995), ‘Measuring core inflation’, The Economic Journal, vol. 105, no 432, pp. 1130-44.

Roger, S. (1995), Measures of underlying inflation in New Zeland, Banco de Reserva de Nueva Zelanda, septiembre (Discussion Papers Series).

Sargent, T. ( 1993), “Stopping moderate inflations the methods of Poincaré and Tatcher”, en R. Dornbush (ed.), Inflation, Debt, and Indexation, MIT Press, Cambridge.

Taillon, J. (1997), Review of the literature on core inflation, Prices Division, Statistics Canada, Ottawa.

Urrutia, M. (1998), “Inflación Básica”, Revista del Banco de la Re-pública, no 851, septiembre.

Vlaar, P. J. G. (2004a), “Shocking the eurozone”, European Eco-nomic Review, vol. 48, pp 109-31.

Vlaar, P. J. G. (2004b), “On the asymptotic distribution of im-pulse response functions with long-run restrictions”, Econo-metric Theory, vol. 20, no 5, pp. 891-903.

Vlaar, P. J. G., y H. Schuberth (1998), Monetary Transmission and Controllability of Money in Europe, Econometric Research and Special Studies Department, De Nederlansche Bank (Re-search Memorandum WO&E, no 544).

Warne, A. (1993), A common trend model: Identification, estimation and asymptotics, Institute for international economic studies, Universidad de Estocolmo (Seminar paper, no 555).

Wynne, M. (1999), Core inflation: a review of some conceptual issues, Banco Central Europeo (Working Paper, no 5).

Publica el CEMLA, con la debida autorización, el trabajo de M. Mayorga M. y C. Torres G., funcionarios del Departamento de Investigaciones Económicas, del Ban-co Central de Costa Rica (BCCR), presentado en la X Reunión de la Red de Inves-tigadores de Bancos Centrales del Continente Americano, auspiciada por el Banco Central de Reserva del Perú y el CEMLA, celebrada en Lima, del 5 al 7 de octubre de 2005. Este documento incorpora observaciones realizadas por Róger Madrigal y Manrique Sáenz, las cuales se efectuaron a una versión preliminar del trabajo. Las ideas expresadas en este documento son responsabilidad de los autores y no necesaria-mente representan la opinión del BCCR. (Correos electrónicos: mayorgamm@bccr. fi.cr y [email protected]/)


Mauricio Mayorga M. Carlos Torres G.

EL mecanismo de transmisión del crédito bancario y su relevancia para el caso de Costa Rica

I. INTRODUCCIÓN

El elemento más importante que caracterizó la evolución del papel que le asignan las sociedades a la banca central durante la pasada década, fue sin duda el otorgarle una mayor indepen-dencia en su gestión. Este proceso fue generalmente acompa-ñado por un conjunto de reformas financieras cuyo propósito fundamental fue propiciar un crecimiento sostenido de los mercados sobre los cuales impactan los principales instrumen-tos de política económica en poder de la banca central.

Este conjunto de medidas se sustentaron en las recomenda-ciones externadas por la mayor parte de los economistas y de

MONETARIA, ABR-JUN 2006 80

los políticos responsables de las decisiones macroeconómicas, en el sentido de que los bancos centrales practiquen una estrategia de política monetaria que tenga como componentes fundamen-tales el compromiso de mantener una inflación baja y estable (dentro de un rango meta) y la discreción para adaptarse a shocks inesperados, reales o financieros, que lleven a un produc-to distinto del potencial. La idea de otorgar una mayor flexibili-dad en su operación al banco central, aunado a las medidas pa-ra ampliar y fortalecer los mercados financieros, buscaba alcan-zar una mayor efectividad de los instrumentos de política para conseguir sus objetivos, principalmente en lo que se refiere a la tasa de inflación.

A pesar de que la política monetaria pasó a constituir el prin-cipal foco de atención por parte de los responsables de tomar las decisiones de política económica, se reconoce que ésta es neutral en el largo plazo y que sus mayores efectos reales se concentran en el corto y en el mediano plazos.1

Sin embargo, no solamente se requiere asignarle un papel más importante a la política monetaria para poder alcanzar exi-tosamente los objetivos macroeconómicos finales, sino que tam-bién se requiere que ésta sea efectiva para dicho fin. Para ello, se debe conocer con cierto detalle el efecto que provocan los cambios en el mercado monetario sobre el nivel de ingreso y los precios, así como también es imprescindible conocer la estruc-tura de rezagos con que dichos efectos ocurren en la economía.2 El estudio de la forma, intensidad y oportunidad con que estos efectos se transmiten en la economía, es el campo de estudio de los mecanismos de transmisión de la política monetaria.

Se entiende por mecanismo de transmisión de la política mo-netaria el proceso mediante el cual las acciones de política del banco central afectan la demanda agregada y la inflación. El

1 Aunque hay polémica sobre la posibilidad de utilizar la política monetaria en forma contracíclica, a nivel empírico se ha argumentado que en economías con sólidas cuentas fiscales; con tipo de cambio flexible; con una inflación en torno a su meta y con una alta credibilidad en la capacidad del banco central para mantenerla en esos niveles, se abre un espacio para desarrollar políticas monetarias contracíclicas. Pero se advierte que este es un lujo que no todos los bancos centrales tienen a su alcance y que el abuso de este espacio erosiona la credibilidad y, por ende, la efectividad de la política monetaria, pues ésta no puede afectar permanentemente las variables reales de la economía (Corbo, 2003).

2 Si se conoce con suficiente grado de detalle todos estos elementos, el ban-co central estará en una mayor capacidad de diseñar su esquema de política monetaria utilizando aquellos instrumentos que se supone son los más efecti-vos para alcanzar los objetivos finales.

M. MAYORGA M., C. TORRES G.

81

proceso del mecanismo surge a partir del momento en que el banco central actúa en el mercado de dinero y sus acciones tie-nen efecto sobre las tasas de interés de corto plazo,3 y éste se desarrolla conforme dichas tasas afectan aquellas de mediano y más largo plazo, las cuales son las relevantes para la toma de decisiones en cuanto a inversión y consumo, entre otros.

La abundante literatura sobre el tema ha reconocido cinco grandes canales de transmisión, aunque algunos de ellos no son mecanismos independientes, sino más bien procesos simultá-neos y, en ocasiones, complementarios.4 Estos cinco mecanismos son: i) el canal tradicional de la tasa de interés; ii) el canal de ac-tivos; iii) el canal del tipo de cambio; iv) el canal del crédito; y v) las expectativas de los agentes económicos.

Durante los últimos años, el Departamento de Investigacio-nes Económicas del Banco Central de Costa Rica (BCCR) ha rea-lizado distintos estudios en el campo de los mecanismos de transmisión de la política monetaria5 y el presente trabajo se enmarca dentro de dicha agenda de investigación. El más re-ciente antecedente fue el trabajo de Flores et al. (2000).

En cuanto al mecanismo de transmisión del crédito bancario, la evidencia disponible hasta ese momento señala que su efecto es relativamente pequeño, pues luego de una innovación en la tasa de interés se producía una pequeña disminución en el rit-mo de crecimiento económico. Dicho impacto se concentraba entre 6 y 24 meses luego de la innovación. Sin embargo, los au-tores mencionaban que era posible que las estimaciones sobres-timaran los efectos del canal crediticio, pues era probable que la disminución del crédito fuera aun menor que la que captu-raban las funciones de impulso-respuesta, ya que las empresas podían sustituir el crédito doméstico con crédito externo. No obstante, la falta de datos sobre esta última variable no permitió verificar el grado en que las empresas utilizaban fuentes exter-nas (alternativas) de crédito luego de una innovación en la tasa de interés.

Así, la principal tarea pendiente en dicho trabajo fue la in-corporación de variables que capturaran el efecto del financia-miento externo y los movimientos de capital, como fuente de recursos complementarios al crédito interno por parte de los

3 Véase Villalobos, Torres y Madrigal (1999). 4 Mies, Morandé y Tapia (2004). 5 Un desarrollo teórico de los mecanismos de transmisión existentes se

puede consultar en Villalobos et al. (1999), y una verificación empírica de las principales relaciones monetarias en Flores et al. (2000).


agentes económicos, para llevar a cabo sus proyectos de inver-sión y de consumo.

En esta oportunidad, se retoma y se profundiza en el estudio del mecanismo de transmisión del crédito bancario, mediante la utilización de variables proxys que incorporen el efecto del crédi-to externo al sector privado. Asimismo, se trata de identificar si, ante modificaciones de política monetaria, existen resultados significativos cuando se incorporan variables para diferenciar el “tamaño” y algunas otras características de los participantes en el sistema bancario nacional.

El objetivo principal de la presente investigación será verifi-car la relevancia o aplicabilidad del enfoque teórico del meca-nismo de transmisión del crédito bancario para la economía costarricense, mediante un diagnóstico que determine si se cumplen los principales supuestos de dicho enfoque, para que exista una relación empírica entre el comportamiento del crédi-to bancario y la actividad económica y los precios.

Específicamente, se pretende obtener evidencia sobre la ca-pacidad de la política monetaria para afectar la oferta de crédito bancario, mediante la comprobación del siguiente conjunto de hipótesis de naturaleza tanto macroeconómica como microeco-nómica:

1. Hipótesis macroeconómicas

Hipótesis 1: El canal de transmisión del crédito bancario al sector privado no es importante en Costa Rica. Es decir, las modificaciones en la tasa de interés de política no logran influir de forma signi-ficativa el comportamiento del mercado del crédito interno (provocando escasez de recursos crediticios) por lo que tampoco existen efectos sobre el nivel de producción (demanda agrega-da) y los precios.6

Hipótesis 2: El canal de transmisión del crédito bancario al sector privado no es importante y es consistente con el traslado hacia fuentes externas de financiamiento de los bancos y de las empresas. Esto es, las modificaciones en la tasa de interés de política no ejercen in-fluencia sobre el comportamiento del mercado de crédito inter-no en la dirección deseada y por ende tampoco sobre el nivel de

6 Esta hipótesis se rechazaría si la evidencia empírica mostrara que innova-

ciones (incrementos sorpresivos) simuladas en la tasa de interés de política in-ducen caídas significativas en el crecimiento del crédito interno y, consecuen-temente una caída clara también en el nivel de producción y los precios in-ternos.


83

producción y los precios, pero están correlacionadas con las modificaciones en los créditos externos al sector privado. En particular, los incrementos de la tasa de interés de política no crean la esperada escasez de crédito interno. Así, dada la aper-tura real y financiera de la economía, fomentan el uso del crédi-to externo como fuente de financiamiento del sector privado.7

2. Hipótesis microeconómica

Hipótesis 3. El canal de transmisión del crédito bancario es impor-tante para cierto tipo de bancos, según la naturaleza de su propiedad (estatal o privada) o según su clasificación (“tamaño”, nivel de liquidez o grado de capitalización). Es decir, las modificaciones en la tasa de interés de política influencian en la dirección deseada el comportamiento del crédito interno otorgado solo por algunos bancos, aunque no a nivel agregado del sistema bancario nacio-nal.8

Cabe señalar que esta investigación no examina el efecto de la política monetaria sobre el comportamiento financiero de las empresas (“efecto de la hoja de balance” o el que se denomina más adelante segundo pilar del mecanismo del crédito banca-rio), debido a la carencia de datos sistemáticos a nivel de las firmas, que cubran un período suficientemente largo, requisito indispensable para tratar de implementar una adecuada mode-lación econométrica.

Los resultados principales de esta investigación se resumen a continuación:

― En términos generales, la evidencia disponible hasta el mo-mento confirma que el mecanismo de transmisión del crédito bancario al sector privado no tiene un efecto estadísticamente significativo en la transmisión de los impulsos monetarios hacia la inflación y el producto.

― Los resultados verifican la presunción hecha en trabajos an-teriores, según la cual el mecanismo del crédito bancario era probablemente sobreestimado en los resultados obtenidos,

7 Esta hipótesis se rechazaría si la evidencia empírica mostrara que innova-

ciones en la tasa de interés de política inducen caídas significativas en el creci-miento del crédito interno, el comportamiento del crecimiento del producto y la inflación. Además se rechazaría también si no inducen aumentos en los flu-jos de capitales o créditos externos al sector privado.

8 Esta hipótesis se rechazaría si la evidencia mostrara que innovaciones en la tasa de interés de política no crean la suficiente escasez del crédito en los bancos independientemente de los criterios de clasificación utilizados.


debido a que no contemplaban la posibilidad que tenían los agentes económicos de sustituir crédito interno por crédito externo. En efecto, los resultados muestran que cuando se controla por esa posibilidad, el mecanismo del crédito banca-rio no solo es pequeño sino también poco significativo en la transmisión del impulso monetario a precios y producto

― Por otra parte, la evidencia disponible sugiere que aunque las innovaciones en la tasas de interés de política provocan una mayor entrada transitoria de capitales, luego de tres tri-mestres de ocurrida la innovación, tal efecto no es estadísti-camente significativo.

― Las pequeñas entradas de capitales que siguen a una innova-ción en la tasa de interés puede obedecer a que más bien es-tán correlacionadas con el tamaño de la economía.

― Los resultados muestran una ligera disminución del creci-miento del saldo del crédito al sector privado en los bancos menos líquidos y capitalizados, así como en los bancos estata-les, ante modificaciones de la tasa de política monetaria, lo cual no se observa para los bancos más líquidos y capitaliza-dos ni para los bancos privados. Sin embargo, este efecto no es lo suficientemente significativo para afectar el nivel de producción o los precios internos.

El trabajo se ha estructurado de la siguiente manera: en la segunda parte se efectúa una breve descripción teórica del me-canismo del crédito bancario; en la tercera se especifican algu-nos detalles de la metodología econométrica utilizada; la cuarta sección incluye los resultados de la estimación empírica; y en la quinta sección se incluyen las consideraciones finales.

II. EL MECANISMO DE TRANSMISIÓN DEL CRÉDITO BANCARIO: ASPECTOS CONCEPTUALES9

En términos generales se podría afirmar que el mecanismo de transmisión del crédito bancario (MCB) se encuentra fuertemente relacionado con el canal tradicional de la tasa de interés, ya que está constituido por un conjunto de factores que amplifican y propagan los efectos convencionales de la tasa de interés.10 El

9 Para tener acceso a un mayor detalle teórico acerca de este mecanismo,

puede consultarse a Villalobos et al. (1999). 10 Villalobos et al. (1999).


85

mecanismo del crédito afirma que la política monetaria no solo tiene efectos sobre el nivel de actividad económica, por medio de su influencia sobre las tasas de interés de corto plazo, sino que también modifica la disponibilidad o los términos sobre los cuales se contratan y negocian nuevos créditos bancarios.

Los dos pilares fundamentales sobre los cuales descansa el MCB son la capacidad de la política monetaria del banco central para afectar la oferta de crédito bancario y la dependencia del crédito bancario que poseen ciertas firmas y consumidores.11 El enfoque teórico tradicional establece que el banco central tiene el poder de inyectar o restringir liquidez a la economía y que esto afecta la disponibilidad de fondos del sistema bancario co-mo un todo. Si esta menor disponibilidad de fondos no puede ser compensada mediante otras formas de financiamiento, sin incurrir en costos adicionales, ello contrae la oferta de fondos prestables del sector bancario.

Si las empresas son completamente indiferentes sobre sus fuentes de financiamiento, entonces una reducción del crédito bancario no tendrá efectos sobre las decisiones de gasto e inver-sión. Sin embargo, si los bancos desempeñan un papel impor-tante en la provisión del crédito para algunas empresas o deu-dores, la menor oferta provocará entonces que estas unidades deban recurrir a fuentes alternativas las cuales poseen un ma-yor costo. Lo anterior provocará que los consumidores y las empresas que dependen fuertemente del crédito bancario, de-ban posponer o cancelar proyectos de inversión, lo cual tendrá un efecto sobre el nivel de producción.

En resumen, existen entonces dos aspectos claves sobre los bancos comerciales que hay que resaltar de este enfoque. El primero se relaciona con el papel que estos desempeñan en proveer recursos a las unidades económicas, de forma tal que estas sean dependientes de dichos recursos y, por otro lado, el nivel en que los bancos concentren su fondeo en los depósitos que reciben del público, los cuales se supone son los más ex-puestos a los cambios en las condiciones de la política monetaria del banco central, específicamente en lo que tiene que ver con la política de encajes.

1. Un modelo para ilustrar el mecanismo de transmisión del crédito bancario

Para ilustrar la capacidad de la política monetaria para influir

11 Franken, Jara y Alfaro (2002).


sobre la oferta de crédito bancario (primer pilar del MCB), se considera útil el modelo denominado CC-LM propuesto por Bernanke y Blinder (1988), en el cual los shocks de política mo-netaria y la oferta de préstamos bancarios tienen efectos inde-pendientes sobre la demanda agregada, lo cual modifica la na-turaleza del mecanismo de transmisión monetario.

Este modelo de economía cerrada facilita la comprensión del enfoque clásico del mecanismo de transmisión del crédito ban-cario y permite observar las implicaciones sobre algunas varia-bles macroeconómicas de interés de la banca central, cuando se cumplen los principales supuestos de dicho enfoque. También se contrastan estos resultados cuando se extiende el modelo pa-ra contemplar la apertura económica y el tipo de cambio fijo; aspectos de suma relevancia para el régimen de paridad reptan-te prevaleciente en la economía costarricense.

El modelo CC-LM tiene tres activos: dinero, bonos y présta-mos. El supuesto clave es que los préstamos y los bonos son sus-titutos imperfectos. Se parte del hecho de que la política mone-taria afecta primeramente los depósitos bancarios y, por este medio, la oferta de préstamos bancarios.

Se supone que los prestamistas escogen entre bonos y depósi-tos y que los prestatarios escogen entre bonos y préstamos; ello de acuerdo con los retornos de estos instrumentos finan-cieros.

Si ρ es la tasa de interés de los préstamos e i la tasa de interés de los bonos, la demanda de préstamos será: Ld = L(ρ,i,y), don-de y es el producto.12

La oferta de préstamos se origina considerando una hoja de balance simplificada de un banco, cuyos activos son: reservas (R), bonos (Bb) y préstamos (Ls) y cuyos pasivos son solo depósi-tos (D), los cuales pueden ser remunerados pero a una tasa de interés inferior a la de los bonos. Las reservas se dividen, a su vez, en reservas exigidas o encaje (τD) y reservas excedentes o voluntarias (E). Entonces, la restricción del banco será: Bb+Ls+E=D(1-τ).

Suponiendo que las proporciones deseadas del portafolio dependen de las tasas de retorno de los activos disponibles y que el retorno de las reservas voluntarias es cero, se tiene que la oferta de préstamos es: Ls=λ(ρ,i)D(1-τ). Igualando oferta y de-manda de préstamos, la condición de equilibrio en este merca-do será:

12 Se incluye el producto para capturar la demanda por transacciones de crédito.


87

(1) )1(),(),,( τρλρ −= DiyiL

El mercado monetario se describe por una curva LM conven-cional. Se supone que la demanda por reservas voluntarias es influenciada solo por la tasa de interés de los bonos (i) pero no por la tasa de interés de los préstamos (ρ).

El multiplicador monetario será:

(2) RCDC

HMim

++==)(

Donde: M es el agregado monetario; H, la base monetaria (di-nero de “alto poder” expansivo); C, el numerario en circulación (efectivo); D, los depósitos en el sistema bancario; y R, las reser-vas bancarias.

Ignorando el numerario en circulación (C=0), la oferta de depósitos será entonces igual a las reservas bancarias por el multiplicador monetario:13

(3) )()( iRmDRDim =⇔=

Por su parte, la demanda por depósitos depende negativa-mente de la tasa de interés de los bonos y positivamente del producto y de la riqueza total, pero ésta última se supone cons-tante. La demanda por depósitos aumenta por el motivo tran-sacciones y se puede expresar como D(i,y). Igualando oferta y demanda por depósitos, la condición de equilibrio en este mer-cado será:

(4) )(),(++−

= iRmyiD

El mercado de bienes se resume en la curva IS convencional:

(5) ),(−−

= ρiYy

Usando (4) para reemplazar )1( τ−D en el lado derecho de (1) por ,)()1( Rimτ− se tiene: RimiyiL )()1)(,(),,( τρλρ −= . Resolvien-do esta expresión para ρ, como una función de i, y, R se llega a:14

13 Suponiendo que los bancos mantiene reservas voluntarias iguales a

ε(i)D(1-τ) y reservas exigidas (encaje) iguales a τD, entonces R= ε(i)D(1-τ)D+τD. Sustituyendo R en (3):

1])1)(([)1)((

1)1)((

−+−=+−

=+−

= ττεττεττε

iiDDi

D)i(m 14 ⇔−=⇔−= −− RimiLyiLLRimiyiL )()1)(,([)],,([)()1)(,(),,( 11 τρλρτρλρ ),,(),,(),()](,,,[),(

−++

=⇔=⇔= RyiRigyifRigyif φρρρττρρ


(6) ),,(−++

= Ryiφρ

Finalmente, del mercado de préstamos es posible obtener una expresión para la denominada curva CC15 sustituyendo (6) en (5):

(7) )],,(,[ RyiiYy φ=

La curva CC tiene pendiente negativa16 y se traslada ante cambios en la política monetaria y ante shocks del mercado de préstamos que afectan tanto la función L(.) como la función λ(.). Esta curva junto con la curva LM se muestran en la gráfica I.

Como se mencionó, el modelo permite observar la respuesta del sistema ante modificaciones de política monetaria. Por ejemplo, ceteris paribus, un shock de gasto traslada la curva CC, permaneciendo sin alterar la curva LM y un shock de demanda por dinero traslada la curva LM, manteniendo sin alterar la curva CC. Particularmente, una política monetaria restrictiva no solo reduce la curva LM, como sucedía en el mecanismo de transmisión tradicional de la tasa de interés del modelo IS-LM original, sino que también reduce la curva CC, lo cual contrae aún más el producto (gráfica II).

En este contexto de economía cerrada, resalta la relevancia del mecanismo de transmisión del crédito (préstamo) bancario y

15 Siglas para Commodities and Credit. 16 Por las mismas razones que originan la pendiente negativa de la curva IS.


89

la efectividad de la política monetaria parta lograr desplaza-mientos de la demanda agregada. Más aún, en Franken et al. (2002) se menciona que este efecto directo no toma en cuenta modificaciones en la percepción de riesgos sobre la cartera cre-diticia de los bancos y que si esa percepción de riesgos aumenta debido al denominado efecto de la hoja de balance (segundo pi-lar del MCB), será mayor la contracción de la curva CC y mayor la caída del producto.17

Cuando se considera el caso de la economía abierta, que ope-ra bajo tipo de cambio fijo,18 cambia el mecanismo de transmi-sión monetario, pues opera la condición de paridad de tasas de interés, según la cual la tasa de interés interna iguala la tasa de interés externa, la devaluación de la moneda doméstica y la prima por riesgo país, definiéndose una nueva curva horizontal a la altura de la tasa de interés de equilibrio denominada curva MC,19 por lo que el equilibrio de largo plazo de la economía de-bería hallarse en la intersección de las curvas CC, LM, MC (grá-fica III).

Bajo tipo de cambio fijo y libre movilidad de capitales, cual-quier intento del banco central por encarecer el crédito interno,

17 Tampoco considera las características institucionales ni el grado de aper-tura económica de los países. Por esta razón, en la estimación empírica de esta investigación se controlará por las condiciones exógenas (inflación externa), la devaluación de la moneda nacional y la reducción de las tasas de encaje legal.

18 Se supone que las autoridades fijan el tipo de cambio y que la absorción externa y el tipo de cambio real (incluidos los precios internos) están dados.

19 Siglas para movilidad de capitales.


mediante una política monetaria restrictiva que induzca una subida de las tasas de interés internas, inicialmente ocasionará (igual que antes) una reducción de las curvas CC y LM, sin em-bargo, ahora habrá incentivos para el ingreso de capitales ex-ternos, motivados por el mayor rendimiento relativo interno. El banco central comprará divisas a cambio de moneda nacional para mantener el tipo de cambio fijo, pero esto aumentará la oferta monetaria y desplazará la curva LM hacia la derecha, in-duciéndola a regresar, al tiempo que la entrada de capitales guía a una recomposición de la cartera de crédito de los agentes eco-nómicos internos, hacia crédito con recursos externos relativa-mente más baratos, induciendo la curva CC a regresar también.

Así, la apertura económica y el tipo de cambio fijo debilitan el mecanismo de transmisión del crédito bancario y reducen la efectividad de la política restrictiva para contraer la demanda agregada. Así, el sector externo actúa como una “filtración” del sistema, tal que cuanto mayor sea ésta, menor será la importan-cia el mecanismo de transmisión del crédito. Por esto, se afirma teóricamente que en economías abiertas, con tipo de cambio fi-jo, la oferta monetaria y la posición de la curva LM serán endó-genas y que la política monetaria será inefectiva para lograr des-plazamientos de la demanda agregada (Sachs y Larraín, 1994).

2. Principales limitaciones al funcionamiento del mecanismo del crédito bancario

La primera pregunta clave que hay que efectuar para anali-zar la relevancia del mecanismo de transmisión del crédito ban-


91

cario, tiene que ver con el hecho de si la política monetaria puede afectar la oferta de préstamos bancarios. En el contexto internacional, esta propiedad ha estado disminuyendo durante los últimos años, dados los fuertes procesos de desregulación fi-nanciera, el desarrollo vertiginoso de nuevos productos finan-cieros, la mayor afluencia de capitales externos y el desarrollo de las operaciones bancarias en el exterior por parte de institu-ciones domiciliadas localmente, fenómeno al cual se le ha de-nominado banca off shore.

Tal vez el más importante de estos elementos es el nivel de apertura de la economía. La capacidad del banco central para poder afectar la liquidez de la economía se nota por el grado de apertura de la cuenta de capitales de la balanza de pagos, ya que ésta permite un influjo de capitales que compensa la su-puesta menor disponibilidad de fondos, lo cual podría implicar que la oferta de préstamos aumente en vez de disminuir.

Por el lado de los bancos, la capacidad de la política moneta-ria para reducir la liquidez está en función de la capacidad de reducir también los depósitos que reciben los intermediarios bancarios. Lo anterior pone en discusión la importancia que pueda representar el financiamiento externo como un sustituto de los depósitos locales, lo cual implicaría que los bancos logran reducir los efectos de la política monetaria sobre la disponibili-dad de fondos prestables.

Iguales consideraciones se pueden mencionar para el grado en el cual, dada la apertura mencionada, las empresas pueden variar su estructura de financiamiento, otorgando una mayor importancia a los créditos externos en detrimento del crédito interno. Este elemento socavaría fuertemente uno de los pilares del enfoque del crédito, ya que las empresas podrían encontrar fácilmente fondos alternativos al crédito bancario, sin que ello necesariamente implique un mayor costo en su contratación.

Los elementos anteriores sugieren que la importancia relati-va del financiamiento bancario podría no responder únicamen-te a los movimientos de la política monetaria, ya que existen otros elementos que lo pueden condicionar, como la mayor profundización del mercado de capitales, la política cambiaria y la mayor afluencia de capitales externos a la economía.

III. ASPECTOS METODOLÓGICOS

Se estudia el canal del crédito a nivel macroeconómico y mi-croeconómico, aplicando una metodología parecida a la seguida


en la investigación de Flores et al. (2000),20 con la cual se estudió la transmisión monetaria en Costa Rica.

Se utilizan series de tiempo mensuales de los períodos 1993:03 a 2003:12 y 1996:01 a 2003:12 y series de tiempo trimestrales de los períodos 1992:II a 2003:IV, 1995:I a 2003:IV y 1996:I a 2003:IV. Los distintos tamaños de muestra obedecen a la dis-ponibilidad de cifras y a la definición de variables. Las fuentes de datos son el Banco Central de Costa Rica (BCCR), la Superin-tendencia General de Entidades Financieras (SUGEF) y las Esta-dísticas Financieras Internacionales del Fondo Monetario Interna-cional (FMI).

Se analiza la función impulso-respuesta generalizada (RIG) de la técnica de vectores autorregresivos (VAR) en forma reducida. Se simulan innovaciones en las variables de interés, especial-mente en la tasa de interés nominal de política monetaria21 y se observan sus efectos sobre las restantes variables del modelo, en particular sobre la tasa de variación del saldo de crédito interno al sector privado, la devaluación cambiaria, la inflación, el com-portamiento del crecimiento de la actividad económica real y variables proxy de los flujos de crédito externo al sector privado.

En cuanto a la RIG, cabe señalar que ésta no depende del or-denamiento de las variables en el VAR y no asume que las inno-vaciones de interés sean ortogonales,22 sino que toma en cuenta toda la correlación histórica presente en los datos, por lo que los efectos sobre las variables “no se pueden interpretar como respuestas a una innovación aislada o pura (ortogonal)” (Flores et al., 2000).

Debe advertirse que la interpretación de los resultados de las RIG considera estrictamente límites de confianza de más/menos dos errores estándar de estimación en torno a éstas, equivalente a un intervalo de confianza de 95%, por lo que se resaltan solo aquellas respuestas estadísticamente significativas a ese nivel.23

20 Flores et al. (2000), Transmisión monetaria en Costa Rica, División Económi-ca, Banco Central de Costa Rica, septiembre (Nota de Investigación, no 3-00).

21 Si suponemos en un primer momento la constancia de las restantes va-riables del modelo, el shock sobre esta tasa de interés nominal se concebirá en-tonces como un shock instantáneo en la tasa de interés real.

22 La ortogonalidad se refiere a la independencia entre los errores de la ecuación de la tasa de interés y los errores de las ecuaciones de las restantes variables del modelo.

23 Aunque esta medida pueda parecer exigente, resulta del hecho de que los coeficientes estimados del VAR son variables aleatorias (estimadores) (Soto, 2004). Otra posibilidad que se analiza en el anexo 1 de este documento es examinar las hipótesis de trabajo considerando límites de confianza de más/menos un error estándar en torno a las RIG, equivalente a un intervalo de


93

Siguiendo la notación de la investigación citada, una primera variante del VAR se puede representar como:

(8) xptpt

iptpt

uxLdiLdx

uxLdiLdi

−−

−−

∆+=∆

+∆+=

)()()()(

2221

1211

Donde: i es la tasa de interés de política monetaria, aproximada según la tasa de interés neta de los bonos de estabilización mo-netaria (BEM) a 6 meses plazo; y ∆x, el vector de las siguientes variables:

― dlcpr: tasa de variación interanual del saldo del crédito al sec-tor privado otorgado por todo el sistema bancario nacional.24

― dlipc: tasa de variación interanual del índice de precios al consumidor (IPC) de Costa Rica, base enero de 1995=100.

― d(dlimae): cambio en la tasa de variación interanual (acelera-ción) de la serie original del indicador mensual de actividad económica (IMAE) sin la industria electrónica de alta tecnolo-gía (IEAT), base 1991=100.

― monet_base: razón compras netas de divisas (realizadas por el BCCR en el mercado cambiario) a la base monetaria, ambas en moneda nacional. Los modelos con datos trimestrales al-ternativamente también incorporan las variables:

― monet_pibn: razón compras netas de divisas a PIB nominal trimestral sin la IEAT, ambas en moneda nacional.

― fcreditoc_ex_PIB: razón flujos de capital privado del exterior (pasivos netos con no residentes, por concepto de présta-mos bancarios y créditos comerciales) a PIB nominal tri-mestral sin la IEAT, ambos en moneda nacional.

——— confianza aproximado del 66%, para contemplar las limitaciones que enfrenta la estimación de los modelos VAR en muestras pequeñas (Banco Central de Chile, 2003). y para prever posibles resultados espurios en los métodos están-dar de inferencia estadística (tales como el cómputo de errores estándar para las funciones de impulso-respuesta) (Stock y Watson, 2001).

24 Se consideró utilizar en el presente trabajo la serie de las nuevas coloca-ciones de crédito otorgadas por la banca comercial al sector privado, pero esta serie no sólo es mucho más volátil sino que también podría incorporar algunos movimientos originados en operaciones que no necesariamente representan nuevos flujos de recursos crediticios. Ejemplos de estos casos serían las reade-cuaciones de operaciones morosas o los cambios de denominación de moneda (colones por dólares) que han adoptado recientemente algunas instituciones bancarias para créditos otorgados en moneda extranjera.


― µi: innovaciones en cada ecuación.

― dsj (L): polinomio de rezagos de orden p.

La segunda variante de esta relación funcional incluye como variable endógena en el vector ∆x la tasa de variación interanual del tipo de cambio nominal (promedio de compra y venta de divisas) (dltc). Esto permite estudiar las modificaciones del tipo de cambio que han acompañado las innovaciones de la tasa de interés (Flores et al., 2000).

La tercera variante incluye como variable exógena la tasa de variación interanual del índice de precios al productor de Esta-dos Unidos, base 1995=100 (dlippusa), para considerar el hecho de que Costa Rica es una economía pequeña y abierta, cuyas va-riables no afectan los precios internacionales y para completar la determinación del tipo de cambio y el efecto traspaso de la devaluación a precios (pass through), puesto que la pauta de de-valuación de la moneda nacional se determina con base en la di-ferencia entre la inflación internacional (Estados Unidos) y la inflación interna programada (Flores et al.).

Para considerar el entorno particular de liquidez prevale-ciente en el período estudiado, el cual pueda influenciar los re-sultados del mercado crediticio interno, los modelos también incorporan la variable exógena eml, la cual controla por el pro-ceso de reducción y uniformidad de las tasas de encaje mínimo legal decretadas por la autoridad monetaria desde mediados de la década de los noventa.

Por otra parte, también se analiza la RIG de modelos que contemplan distintos intermediarios bancarios, clasificados se-gún su naturaleza (estatales o privados) y su tipo (“tamaño”, ni-vel de capitalización y grado de liquidez), con el fin de contras-tar la hipótesis sobre el posible efecto diferenciado de las inno-vaciones de la tasa de interés de política monetaria sobre las dis-tintos tipos y naturaleza de los bancos, así como el grado de sus-titución entre fuentes de financiamiento (interno-externo) de la banca, ante tales innovaciones.

La primera variante de estas relaciones funcionales incorpora dentro del vector ∆x las siguientes variables:

― dlipc: ídem representación (8).

― d(dlimae): ídem representación (8).

― monet_base: ídem representación (8).25

25 Alternativamente también se usa monet_pibn y fcreditoc_ex_PIB.


95

― dlcpri_e: tasa de variación interanual del saldo de crédito al sector privado otorgado por los bancos estatales.

― dlcpri_p: tasa de variación interanual del saldo de crédito al sector privado otorgado por los bancos privados.

También se incluyen como alternativas a estas dos últimas variables las tasas de variación interanuales de las siguientes variables:

― dlbcos_g: saldo del crédito al sector privado otorgado por los bancos “grandes” (aquellos cuyos activos superan los 600 millones de dólares estadounidenses).

― dlbcos_m: saldo del crédito al sector privado otorgado por los bancos “medianos” (activos entre 100 y 600 millones, ambas inclusive).

― dlbcos_p: saldo del crédito al sector privado otorgado por los bancos “pequeños” (activos menores a 100 millones).

― dlbcos_a_cap: saldo del crédito al sector privado otorgado por los bancos “altamente” capitalizados (indicador de su-ficiencia patrimonial mayor a 20).

― dlbcos_m_cap: saldo del crédito al sector privado otorgado por los bancos “medianamente” capitalizados (indicador entre 15 y 20, ambas inclusive).

― dlbcos_b_cap: saldo del crédito al sector privado otorgado por los bancos con “baja” capitalización (indicador menor a 15).

― dlbcos_a_li: saldo del crédito al sector privado otorgado por los bancos “altamente” líquidos (cociente entre sus dispo-nibilidades y sus pasivos de corto plazo mayor a 300).

― dlbcos_m_li: saldo del crédito al sector privado otorgado por los bancos “medianamente” líquidos (cociente entre 100 y 300, ambos inclusive).

― dlbcos_b_li: saldo del crédito al sector privado otorgado por los bancos con “baja” liquidez (cociente menor que 100).

Al igual que en la relación (8), la segunda y tercera variante de estos modelos incluyen las variables dltc y dlippusa (esta últi-ma como variable exógena), respectivamente.

Es importante señalar que las variables monet_base, monet_PIB y fcreditoc_ex_base son proxys de los flujos de crédito externo al sector privado. En el caso de monet_base y monet_pibn, éstas co-


rresponden a compras netas (compras menos ventas) de divisas por parte del BCCR en el mercado cambiario, las cuales repre-sentan ingresos de recursos desde el exterior.26 En el caso de la variable fcreditoc_ex_base, ésta es una estimación de los flujos de capital privado provenientes del exterior, en la forma de pasi-vos netos (préstamos bancarios y créditos comerciales) con no residentes,27 los cuales se consignan en la balanza de pagos del país.

Estas tres variables proxy originan un incremento en las re-servas monetarias internacionales en poder del BCCR, que al “monetizarse” se traduce en una fuente de creación de base monetaria y, por tanto, en una expansión de liquidez en la eco-nomía,28 la cual complementa la disposición de financiamiento interno para la realización de proyectos de inversión y de con-sumo futuros.

IV. ESTIMACIÓN EMPÍRICA Y ANÁLISIS DE RESULTADOS29

Con excepción de la tasa de variación interanual del IMAE (dli-mae), todas las restantes variables fueron estacionarias.30 En ge-neral, los modelos VAR estimados resultaron estables.31 Los mo-delos trimestrales mostraron las mejores características econo-métricas, en particular, ausencia de correlación serial de los re-siduos.32

A continuación se contrasta cada una de las hipótesis plan-

26 Bajo un sistema de tipo de cambio fijado, el banco central interviene en el mercado de divisas, comprando y vendiendo moneda extranjera. Estas ope-raciones de cambio modifican la base monetaria y la oferta de dinero. En par-ticular, cuando hay un exceso de oferta de divisas, el banco recibe divisas y a cambio entrega moneda nacional, lo cual incrementa las reservas monetarias internacionales y la base monetaria (Ossa, 1997).

27 El aumento del pasivo (neto) internacional de los residentes con el resto del mundo es una fuente de fondos, en la forma de endeudamiento con el ex-tranjero, la cual se considera como una entrada de capital (Ossa, 1997).

28 Lo anterior, bajo una coyuntura en la cual el banco central no pueda re-tirar (esterilizar) en su totalidad la expansión de liquidez resultante.

29 El detalle de los resultados y de las funciones de impulso respuesta, se pueden consultar en el anexo.

30 Según las pruebas aumentadas de Dickey Fuller y de Phillip-Perron. 31 Raíces del polinomio característico, en módulo, menores que uno. 32 Sin embargo, las series de los residuos, tomados en conjunto, no se dis-

tribuyeron como una normal multivariada. No obstante, Olmos Fernández-Corugedo (2003) sostiene que es más importante que éstos cumplan con la propiedad de ausencia de autocorrelación que con la prueba de normalidad multivariada.


97

teadas al inicio, con base en los resultados de las RIG de los dife-rentes modelos VAR estimados. Se recuerda que las hipótesis si-guientes se examinan a 95% de confianza, según se especificó en la sección III. No obstante, en el anexo 1 se encuentran los resultados de las pruebas de hipótesis cuando se está dispuesto a tolera una menor confianza (66% aproximadamente).

1. Hipótesis 1

El canal de transmisión del crédito bancario al sector privado no es importante en Costa Rica. De acuerdo con los resultados, tanto en los modelos mensuales como trimestrales y en cada una de sus variantes, esta hipótesis no se puede rechazar. En términos ge-nerales, la evidencia disponible hasta el momento confirma que el mecanismo de transmisión del crédito bancario al sector pri-vado no tiene un efecto estadísticamente significativo en la transmisión de los impulsos monetarios hacia la inflación y el producto.

Este resultado prevalece aunque se controle por la apertura financiera de la economía (flujo neto de recursos externos en forma de crédito externo al sector privado); por la devaluación de la moneda nacional (segunda variante); por la inflación ex-terna relevante para el país (tercera variante) y por el incre-mento en la liquidez interna, resultante de la política de reduc-ción de las tasas de encaje mínimo legal.

Particularmente, en los modelos trimestrales, las innovacio-nes en la tasa de interés de política monetaria reducen transito-riamente el crecimiento de los saldos de crédito al sector priva-do otorgado por todo el sistema bancario nacional. Esta reduc-ción se manifiesta con mayor fuerza después de un año de ocu-


rrida la innovación, pero tiende a extinguirse dos años después, como se observa en las gráficas IV a VI.

A pesar de que la política monetaria logra influir el compor-tamiento de los recursos bancarios en la dirección deseada, el pi-lar del canal crediticio, actuando mediante la reducción transito-ria de la capacidad crediticia de los bancos, no logra transmitir el impulso inicial de la restricción monetaria hacia los precios y el producto, pues no se observan cambios significativos en térmi-nos estadísticos en la inflación y en el comportamiento de la va-riación del producto, como lo muestran las gráficas VII a IX.

El análisis de la descomposición de la varianza y la prueba de causalidad de Granger también sugieren la poca importancia que tiene el canal del crédito bancario en la transmisión de las innovaciones de la tasa de interés hacia precios y producto.33

33 En efecto, la descomposición de la varianza muestra que la variabilidad


99

Lo anterior verifica la presunción hecha en Flores et al. (2000), según la cual el mecanismo del crédito bancario era probablemente sobreestimado en los resultados obtenidos en ese trabajo, debido a que no contemplaban la posibilidad que tenían las empresas de sustituir crédito interno por crédito ex-terno, cuando enfrentaban incrementos en las tasas de interés activas domésticas. En efecto, los resultados obtenidos en el pre-sente trabajo muestran que cuando se controla por esa posibili-dad, el mecanismo del crédito bancario no solo es pequeño sino también poco significativo en la transmisión del impulso mone-tario a precios y producto.

Tal como se mencionó al inicio, la principal tarea pendiente en la investigación precedente de Flores et al. (2000), era la in-

——— del error de pronóstico de la inflación y de la aceleración del producto se ha explicado relativamente más por los shocks de la tasa de interés que por los shocks del crecimiento del crédito, cuando se excluye la contribución relativa que han tenido los shocks propios de inflación y producto (anexo 2). Por su parte, la prueba de causalidad de Granger sugiere que la tasa de interés de po-lítica no precede temporalmente a la inflación ni a la aceleración del producto, por lo que se puede afirmar que no ayuda a predecirlas (anexo 3).


clusión de variables que tomaran en cuenta el posible efecto del financiamiento externo y los movimientos de capital, como fuente de recursos complementarios al crédito interno por par-te de los agentes económicos. Al incluirse en los modelos del presente trabajo las variables que aproximan este efecto, el re-sultado es una menor reacción del crédito interno ante cambios en la tasa de interés de política y la desaparición, consecuente, de los efectos sobre la producción que habían sido encontrados en Flores et al. (2000).

Cuando se afirma que el mecanismo de transmisión del cré-dito bancario no es estadísticamente significativo a 95% de con-fianza, se está haciendo referencia a que el efecto desde la tasa de interés de política monetaria (i) hasta la brecha del producto (yt-yp) no es significativo y, por consiguiente, el efecto desde i hasta la tasas de inflación (π) es consecuentemente pequeño también. Esquemáticamente:

i → iactivas → Crédito → yt → (yt-yp) → π

Este último resultado es apoyado por las conclusiones de


101

otras investigaciones para el caso de Costa Rica, en las que se ha documentado la poca sensibilidad de la inflación a modificacio-nes en la tasa de interés.34

En la misma línea de este argumento, en Flores et al. (2000) se menciona que la tasa de interés de política pierde virtual-mente todo su impacto en la economía, cuando se considera explícitamente en el modelo el régimen cambiario prevaleciente

34 En efecto, en León et al. (2004) se encontró que cambios en la tasa de in-terés real influyen poco (coeficiente estimado de -0.17) y con más de un año de rezago sobre el producto y la disminución resultante de la brecha también afecta poco (coeficiente estimado de -0.3) y con tres meses de rezago a la infla-ción. En Muñoz et al. (2002), el coeficiente asociado con la brecha rezagada es-tuvo entre 0.34 y 0.38 y en Torres (2004) fue en promedio 0.39, con más de un año de rezago. Además, en Durán et al. (2003) se encontró que la elastici-dad de los depósitos del sistema bancario nacional, con respecto a las tasas de interés pasivas, es sumamente baja, lo cual permite a los bancos comerciales variar significativamente las tasas pasivas sin que se muestren impactos impor-tantes en el nivel de los depósitos, el cual es una de las fuentes que respaldan la expansión del crédito. Este resultado destaca el incumplimiento del primer pilar del enfoque clásico del mecanismo del crédito bancario.


(segunda variante) y el cambio en los precios externos (tercera variante).

No obstante lo anterior, debe tenerse presente que la autori-dad monetaria posee también otros instrumentos para el con-trol de la inflación, tal como la pauta de deslizamiento cambia-rio y la política de encajes. Además, con la pauta de desliza-miento cambiario, la autoridad puede actuar indirectamente sobre la formación de expectativas inflacionarias de los agentes económicos.

Los resultados anteriores sugieren que la razón por la que el mecanismo del crédito no es importante en Costa Rica podría relacionarse con el alto grado de apertura de la economía, lo cual se contrasta en la siguiente hipótesis del trabajo.

2. Hipótesis 2

El canal de transmisión del crédito bancario al sector privado no es importante y es consistente con el traslado hacia fuentes externas de fi-nanciamiento de los bancos y de las empresas. Esta hipótesis se re-chaza parcialmente. Por una parte, no se puede rechazar la hipótesis de que el mecanismo de transmisión del crédito al sec-tor privado no es importante en Costa Rica, tal como se men-cionó en la hipótesis 1. Por otra parte, la evidencia disponible sugiere que aunque las innovaciones en la tasas de interés de política provocan una mayor entrada transitoria de capitales, luego de tres trimestres de ocurrida la innovación, tal efecto no es estadísticamente significativo a 95% de confianza (gráfica X).

Contrariamente, el resultado particularmente relevante es que ante innovaciones en los flujos mencionados se observan reducciones significativas, inmediatas y más permanentes (du-rante tres a cuatro trimestres después del choque) de la tasa de


103

interés de política (gráfica XI). De hecho, la prueba de causali-dad de Granger35 sugiere que la tasa de interés de política no precede temporalmente a la entrada de capitales sino que esta última precede temporalmente a la tasa de interés de política.36 Esto indica que la dirección de causalidad va desde los flujos de capital hacia la tasa de interés y no al revés. Es importante seña-lar que este resultado es robusto, pues en todas las variantes de los modelos trimestrales se verificó tal dirección.

Una posible explicación para este sentido de precedencia temporal es que los influjos de recursos externos incrementan la liquidez interna que ocasiona su monetización, en un contex-to en el que el banco central no logra esterilizar completamente la mayor liquidez en la economía.

Los resultados anteriores sugieren que los intentos de las au-toridades económicas por encarecer relativamente el crédito in-terno, son consistentes con un incentivo para el financiamiento externo, dada la apertura de la economía, lo cual anula en par-te el potencial efecto contractivo de la tasa de interés interna sobre las decisiones de consumo e inversión.

Este resultado es apoyado por Iraheta (2004), quien utiliza información del Banco de Pagos Internacionales (BPI) y datos de los bancos centrales de los países afiliados al Consejo Mone-tario Centroamericano, para mostrar que en la mayoría de paí-

35 En el contexto del análisis VAR, esta prueba también se conoce como prueba de Wald para chequear exogeneidad entre parejas y bloques de varia-bles.

36 En efecto, la prueba refleja que los valores rezagados de i no ayudan a predecir monet_pibn, por lo que todos los coeficientes de los rezagos de i podrí-an ser cero en la forma reducida de la ecuación de monet_pibn, mientras que los valores rezagados de monet_pibn si ayudan a predecir i (anexo 3).


ses (incluido Costa Rica), “las tasas de interés activas y pasivas se conservan en niveles altos, lo cual reduce la eficiencia en la in-termediación bancaria, aumentando los costos de fondeo para las empresas. Probablemente, debido a ello, el sector privado encuentra en los bancos no domiciliados, una fuente alternativa de financiamiento. Por su parte, el mercado de valores, no constituye una opción de financiamiento para la mayoría de las empresas.”

Si no se observan grandes entradas de crédito externo al sec-tor privado, cuando se simulan incrementos en la tasa de inte-rés de política, ello puede obedecer a que éstas más bien están correlacionadas con el tamaño de la economía,37 reflejado en el incremento del PIB, lo cual se constataría al comparar el crédito externo con la producción nacional.

En relación con esta presunción, en la gráfica XII se observa el comportamiento de las compras netas de divisas (variable proxy del ingreso de capitales) y el PIB nominal trimestral. Dicha

37 Otra posibilidad que no pudo explorarse en este documento es que la fal-ta de reacción fuerte de las entradas de capital, ante innovaciones de la tasas de interés de política, obedezca a la falta de control econométrico de los recur-sos externos intermediados por la banca off shore. Por ejemplo, en el 2003 este tipo de banca representó más de la mitad del crédito otorgado por la banca comercial local (56%). Este porcentaje se refiere a toda la banca comercial pri-vada, pero si solo se toma en cuenta los bancos que poseen un banco off shore, este porcentaje se incrementa a un 76%. Aunque se reconoce esta limitación del análisis, no fue posible subsanarla porque se carece de una serie útil para la estimación econométrica.


105

figura sugiere que conforme se incrementa el producto, éste atrae recursos externos para financiar los proyectos de inver-sión que sustentan ese proceso de expansión. Es clara la ten-dencia creciente del ingreso de recursos externos que induce una expansión de la base monetaria y, por tanto, de la liquidez interna disponible para apoyar ese proceso de crecimiento eco-nómico interno. Esta relación parece sugerir también que estas mayores entradas no son exclusivamente explicadas por los movimientos de la tasa de interés sino que más bien por las oportunidades de inversión en la economía, en conjunto con las características estructurales e institucionales del país.38 Sin em-bargo, estas si tienen un efecto compensatorio sobre la tasa de interés, ya que estos recursos financian las necesidades internas de crédito y anulan el potencial efecto contractivo de la tasa de interés, tal como se mencionó anteriormente.

3. Hipótesis 3

El canal de transmisión del crédito bancario es importante solo para cierto tipo de bancos, según la naturaleza de su propiedad (estatal o privada) o según su clasificación (“tamaño”, nivel de liquidez o grado de capitalización). Cuando se considera la propiedad de los ban-cos (estatales o privados), esta hipótesis se rechaza en los mode-los mensuales pero no en los trimestrales. En efecto, en los mo-delos trimestrales se observa una ligera disminución del creci-miento del saldo del crédito al sector privado en los bancos esta-tales ante modificaciones de política monetaria (gráfica XIII), lo cual no se observa para los bancos privados (gráfica XIV).

Cuando se considera la clasificación de bancos según su ta-maño, grado de liquidez y nivel de capitalización, esta tercera hipótesis no se puede rechazar.39 Específicamente, en los mode-los trimestrales que controlan por devaluación, inflación exter-na y reducción de encajes, las innovaciones en la tasa de interés de política provocan una disminución del crecimiento del saldo del crédito otorgado al sector privado por parte de los bancos

38 Por ejemplo, características de la mano de obra, de los derechos de pro-

piedad, el ambiente político, la ubicación geográfica, etcétera. 39 Para el caso de Estados Unidos y Chile, se ha encontrado evidencia que

sustenta que el mecanismo de transmisión del crédito bancario se observa en algunos bancos pequeños y medianos y no así en instituciones más grandes, las cuales tienen mayores posibilidades de acceso a recursos alternativos para fi-nanciar sus políticas de otorgamiento de créditos (Kashyap, Stein y Wilcox, 1993; Oliner y Rudebusch, 1995; Kashyap y Stein, 1995, 1997 y 2000; citados por Franken et al.).



107

“grandes” (gráfica XV) y los bancos que poseen menor nivel de liquidez (gráfica XVI) y de capitalización (gráfica XVII).

Para el caso de los bancos estatales, una hipótesis que puede sustentar este resultado es la proporción de cartera en moneda extranjera en estas instituciones en comparación con la banca privada, porcentaje que ha venido siendo mucho mayor (casi 80%) para estas últimas instituciones, en comparación con las primeras (40%), como se muestra en el gráfica XVIII. Lo ante-rior puede significar que la cartera de la banca privada puede estar en cierta forma “inmunizada” ante los cambios en la tasa de política, situación que no ocurre para la cartera de la banca estatal, la cual todavía está denominada en un mayor porcentaje en moneda nacional.

La explicación anterior también es válida para sustentar el re-


sultado en el caso de los bancos “grandes” (ya que este grupo está formado principalmente por bancos estatales) y en el caso de los bancos “pequeños” (ya que fundamentalmente están for-mados por bancos privados, los cuales no muestran reacción en el saldo del crédito ante modificaciones en la tasa de interés).

En lo que se refiere a la reacción de los bancos menos líqui-dos y menos capitalizados, la explicación es similar a la esbozada para el caso de los bancos “grandes”, ya que en esos dos grupos también se ubican los bancos de propiedad estatal.

Estos resultados encontrados para el caso de Costa Rica no son del todo coincidentes con la evidencia internacional, en la cual los resultados apuntan a que el mecanismo del crédito tiende a funcionar más en bancos “pequeños”, los cuales por lo general son también los menos líquidos y capitalizados.

V. CONSIDERACIONES FINALES

El presente trabajo es el segundo intento por parte de la Divi-sión Económica por recabar evidencia que permita sustentar el funcionamiento del mecanismo de transmisión del crédito ban-cario en Costa Rica. En ambos intentos no se ha logrado obte-ner una confirmación de que dicho mecanismo funcione u ope-re claramente en nuestro país, tal y como se concibe en su enfo-que clásico.


109

El principal aporte del presente trabajo a la evidencia empí-rica disponible actualmente, sobre la relevancia del mecanismo de transmisión del crédito bancario en Costa Rica, es que pro-fundiza en la investigación de las causas que inhiben su funcio-namiento. En efecto, la incorporación de variables que traten de aproximar el comportamiento de las entradas de capital y el financiamiento externo a los agentes económicos, confirman la no relevancia de dicho mecanismo de transmisión, en conjunto con las características estructurales e institucionales de nuestro país. Los principales resultados de este trabajo se resumen a continuación:

• El canal de transmisión del crédito bancario al sector privado no es importante en Costa Rica. Lo anterior se verifica tanto en los modelos mensuales como en los trimestrales y en cada una de sus variantes. Particularmente, en los modelos trimestrales, las innovaciones en la tasa de interés de política monetaria re-ducen leve y transitoriamente el crecimiento de los saldos de crédito al sector privado otorgado por todo el sistema bancario nacional.

• Si bien se da una reducción transitoria de la capacidad credi-ticia de los bancos, ésta no es lo suficientemente fuerte para in-cidir de una forma estadísticamente significativa en el producto (brecha) ni en los precios, pues no se observan cambios signifi-cativos en términos estadísticos en el comportamiento de las principales variables objetivo de política (inflación y producto).

• Estos resultados verifican en forma estadística la presunción hecha en trabajos anteriores, según la cual el mecanismo del crédito bancario era probablemente sobreestimado, debido a que no contemplaban la posibilidad que tenían las empresas de sustituir crédito interno por crédito externo. Así, cuando se controla por esa posibilidad, el mecanismo del crédito bancario no solo es pequeño sino también poco significativo en la trans-misión del impulso monetario a precios y producto

• La evidencia disponible sugiere que aunque las innovaciones en la tasas de interés de política provocan una mayor entrada transitoria de capitales, luego de tres trimestres de ocurrida la innovación, tal efecto no es estadísticamente significativo.

• Contrariamente, el resultado particularmente relevante es que ante innovaciones en los flujos mencionados se observan


reducciones significativas, inmediatas y más permanentes (durante tres a cuatro trimestres después del choque) de la tasa de interés de política. Los resultados indican que la di-rección de causalidad va desde los flujos de capital hacia la tasa de interés y no al revés. Es importante señalar que este resultado es robusto, pues en todas las variantes de los mode-los trimestrales se verificó tal dirección. Los resultados más bien parecen mostrar que conforme se incrementa el nivel de producto en la economía, éste atrae recursos externos para financiar los proyectos de inversión que sustentan ese proce-so de expansión. Lo anterior podría indicar que son un con-junto de factores tanto socioeconómicos como institucionales los que atraen los capitales externos y no únicamente los cambios en la tasa de interés local.

• En los modelos trimestrales se observa una ligera disminu-ción del crecimiento del saldo del crédito al sector privado en los bancos estatales ante modificaciones de política monetaria, lo cual no se observa para los bancos privados. De la misma forma, las innovaciones en la tasa de interés de política provocan una disminución del crecimiento del saldo del crédito otorgado al sector privado por parte de los bancos “grandes” y los bancos que poseen menor nivel de liquidez y de capitalización.

Considerándola en perspectiva, la escasa relevancia del me-canismo del crédito bancario a nivel internacional no es un fe-nómeno único de Costa Rica. Otras economías se enfrentan a si-tuaciones similares.40 Como causa de esto se cita que la oferta de fondos prestables no está limitada por la disponibilidad de re-cursos de la banca doméstica, sino por una variedad de oferen-tes (banca formal internacional, mercado de valores doméstico y externo así como proveedores), además de los fuertes procesos de desregulación financiera, el desarrollo vertiginoso de nuevos productos financieros, la mayor afluencia de capitales externos y el desarrollo de la banca off shore. Precisamente, en aras de in-corporar estos elementos dentro del análisis, en el presente tra-bajo se incluyó la variable de los movimientos de capital exter-nos, con el fin de tratar de controlar y capturar dicho efecto dentro de la cuantificación econométrica. Si bien los resulta-dos nuevamente indican una falta de relevancia del mecanis-

40 Véase por ejemplo el caso de peruano; una economía pequeña, relativa-

mente abierta y altamente dolarizada (Armas, Grippa, Quispe y Valdivia, 2004).


111

mo de transmisión del crédito, sí se evidenció el efecto que di-chos ingresos de capital tienen sobre la tasa de interés, lo cual provoca un efecto de contrapeso cuando se le utiliza con fines de reducción del crédito bancario. Sin lugar a dudas, este es uno de los principales elementos que restan efectividad a la tasa de interés de política como medio para controlar la expansión del crédito interno.

Cuando las autoridades aumentan la tasa de interés de políti-ca monetaria con la intención de reducir la oferta de fondos prestables, existe un menú de opciones de inversión que las empresas comparan en función de sus costos. Como, ceteris pari-bus, el crédito interno se vuelve relativamente más caro, se mo-tiva a las empresas y bancos a buscar fuentes alternativas de crédito. Entonces, una parte de la demanda de crédito ejercida por ciertas empresas y bancos se canaliza hacia otras fuentes de financiamiento externo relativamente más baratas, haciendo que las consecuentes entradas de capital anulen el efecto con-tractivo de la tasa de interés.

Este tipo de empresas y bancos se hacen así relativamente in-dependientes de los cambios en la tasas de interés, pues lo que les interesa es que esos recursos son ahora relativamente más baratos. Entonces, al aumentar la tasa de interés y aumentar la entrada de capitales, no se da una significativa disminución de los fondos prestables pretendida por la autoridad.

Lo anterior implica que el crédito interno es una variable que el banco central no puede controlar plenamente mediante mo-dificaciones en las tasas de interés, ya que las posibilidades de financiamiento de los agentes económicos, en un contexto de bajas tasas de interés internacionales y un nivel de riesgo dado, son prácticamente ilimitadas, dadas las condiciones de apertura de nuestra economía.

Debe tenerse presente, sin embargo, que si el banco central aumenta la tasa de interés, luego de un ingreso de capitales que ha sido monetizado, la posterior reducción de liquidez que lo-gre no necesariamente afectará el crédito bancario, porque lo que hace es esterilizar la liquidez que creó por el ingreso de ca-pitales, restándole aún la contracción del crédito. Por ejemplo, cuando aumenta la tasa de interés, aumenta la colocación de tí-tulos del banco central, porque a los bancos comerciales les re-sulta un buen negocio (en el balance riesgo-rentabilidad) colo-car parte de sus recursos en estos bonos, recogiéndose parte de la liquidez en la economía, luego de que se produce un ingreso significativo de capitales externos.

En resumen, la principal implicancia de política es que, como


la economía costarricense tiene un alto grado de apertura a los flujos de capital, es muy reducido el control de la inflación que pueda hacerse mediante la disminución del crédito interno, con el uso de instrumentos de mercado. Este control podría efec-tuarse por otros medios, como por ejemplo controlando direc-tamente la liquidez (mediante operaciones de mercado abierto), modificando las tasas de encaje, aún con las consecuentes impli-cancias sobre la eficiencia en la intermediación o alineando la pauta de devaluación a la meta de inflación del banco, para in-fluir sobre las expectativas inflacionarias de los agentes econó-micos.

Anexo 1

Pruebas de hipótesis de trabajo a 66% de confianza

Como se mencionó en la sección IV, es posible examinar nue-vamente las tres hipótesis de trabajo tolerando una menor con-fianza estadística en los resultados de las funciones de impulso-respuesta generalizadas (RIG), utilizando límites de confianza de más/menos un error estándar en torno a éstas. Esto equivale a trabajar con una confianza de 66%, para contemplar las limita-ciones que enfrenta la estimación de los modelos VAR en mues-tras pequeñas (Banco Central de Chile, 2003) y para prever po-sibles resultados espurios en los métodos estándar de inferencia estadística (tales como el cómputo de errores estándar para las funciones de impulso-respuesta) (Stock y Watson, 2001).

Al relajar la confianza estadística es posible observa un efecto más notorio del mecanismo del crédito bancario sobre precios y producto, pues las innovaciones de la tasa de interés de política, actuando a través del mecanismo del crédito bancario, influyen la inflación y el comportamiento del producto. Sin embargo, en el caso de la inflación, el efecto es notoriamente perverso (lo cual se ha denominado en la literatura como “price puzzle”)41

41 Como se menciona en Flores et al. (2000), esta respuesta inesperada de la

inflación parece estar más asociada con el régimen cambiario que con la omi-sión de variables que predigan la inflación futura, pues puede ser explicada en parte por el efecto traspaso de la devaluación a precios (efecto pass through), que está asociada con la innovación en la tasa de interés de política. En ese tra-bajo se menciona que este efecto perverso ha sido documentado en los prime-ros trabajos sobre política monetaria en Estados Unidos. Se citan las investiga-ciones de Litterman y Weiss (1985), Sims (1986), Hanson (1999).


113

(gráfica A.I)* y en el caso del producto, su comportamiento muestra respuestas poco claras, pues aunque hay una ligera desaceleración esperada del producto luego de tres trimestres de ocurrida la innovación, también hay indicios de una peque-ña e inesperada aceleración que se manifiesta más temprana-mente (gráfica A.II).

No obstante lo anterior, sigue sin verificarse un gran efecto en el comportamiento del producto, como consecuencia de in-novaciones en la tasas de interés de política, por lo que no pue-de afirmarse que el mecanismo de transmisión del crédito ban-cario sea grande para el caso de Costa Rica. En ese sentido, no es posible rechazarse la hipótesis 1.

Tampoco es posible rechazar la hipótesis 2, pues por una parte el mecanismo de transmisión del crédito al sector privado no es importante en Costa Rica y, por otra parte, la evidencia muestra algún indicio de que las innovaciones de la tasa de in-terés de política propician ligeras entradas transitorias de capi-tal, con un rezago que podría ser de un año o incluso mayor (gráfica A.III).

En cuanto a la hipótesis 3, la evidencia muestra que ante in-novaciones en la tasa de interés de política, tanto los bancos es-tatales como privados, así como en los bancos “grandes”, “me-dianos” y “pequeños” reducen el crecimiento de sus saldos de crédito ante tales innovaciones (gráficas A.IV a A.VIII). Estos resultados permiten rechazar la hipótesis de que hay un com-portamiento diferente en los saldos de crédito de los bancos se-gún propiedad y tamaño relativo.

No obstante lo anterior, ante innovaciones en la tasa de inte-rés de política, los bancos altamente capitalizados y líquidos no alteran sus patrones de otorgamiento de crédito, mientras que los menos capitalizados y menos líquidos si reducen sus saldos de crédito, por lo que para este tipo de bancos se rechaza la hipótesis 3 (gráficas A.IX a A.XIII).

Anexo 2

Descomposición de la varianza de la inflación y del producto

* Nota del editor: por razones de espacio fueron suprimidas las gráficas se-

ñaladas en el presente anexo, las que pueden cotejarse en la siguiente direc-ción electrónica: http://www.cemla.org/red/papers/redx-cr-mayorga.pdf/



115


Anexo 3

Prueba de causalidad de Granger

CUADRO A. 2

Variable dependiente en la regresión

Regresor i dlcpri dltc dlipc d(dlimae) monet_pib

i NA 0.3243 0.0002 0.5484 0.1886 0.5531 dlcpri 0.0037 NA 0.316 0.1815 0.2746 0.4192 dltc 0.0007 0.2422 NA 0.7472 0.5051 0.2623 dlipc 0.0061 0.8904 0.8226 NA 0.5831 0.0212 d(dlimae) 0.8911 0.1478 0.2904 0.5595 NA 0.9067 monet_pib 0.0012 0.5442 0.2683 0.2689 0.1951 NA

Todas (bloque)

0.0000

0.2438

0.0043

0.2263

0.6018

0.0250

FUENTE: elaboración propia.

REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS

Armas, A., F. Grippa, Z. Quispe y L. Valdivia (2004), “De metas monetarias a metas de inflación en una economía con dolari-zación parcial: el caso peruano”, Estudios Económicos, Banco Central de Reserva del Perú, no 7, junio.

Banco Central de Chile (2003), Modelos macroeconométricos y pro-yecciones del Banco Central de Chile, Banco Central de Chile.

Bernanke, B., y A. Blinder (1988), “Credit, Money, and Aggre-gate Demand”, American Economic Review, vol. 78, no 2, mayo, pp. 435-39.

Berstein, S., y R. Fuentes (2002), From monetary policy rate to in-terest rates, ponencia presentada en la VI Conferencia Anual del Banco Central de Chile.

Corbo, V. (2003), “El rol de la política monetaria”, Economía y Negocios, El Mercurio, Santiago de Chile, abril.

Cruz, G., R. Durán, M. Mayorga y E. Muñoz (2000), Organiza-ción y comportamiento estratégico en la industria bancaria costarri-cense, Departamento Investigaciones Económicas, Banco Central de Costa Rica

Durán, R., B. Laverde y J. Madrigal (2003), Análisis del diferen-cial entre la tasa de interés de la deuda pública y las tasas activas y pasivas del sistema bancario costarricense, Departamento Investi-


117

gaciones Económicas, Banco Central de Costa Rica (Docu-mento de investigación DIE-08-2003-DI).

Flores, M., A. W. Hoffmaister, J. Madrigal y L. Villalobos (2000), Transmisión monetaria en Costa Rica, División Económi-ca, Banco Central de Costa Rica, septiembre (Nota de Inves-tigación Económica, no 3-00).

Franken, H., A. Jara y R. Alfaro (2002), El canal del crédito banca-rio y la transmisión de la política monetaria en Chile, Banco Cen-tral de Chile, agosto (Working Paper, no 223).

Hanson, M. (1999), On the Identification of Monetary Policy: the “Price Puzzle” Reconsidered, NBER, noviembre (Conferencias de Economía Monetaria).

Iraheta, J. M. (2004), Contribución del sistema financiero al creci-miento económico en Centroamérica y República Dominicana, Se-cretaría Ejecutiva del Consejo Monetario Centroamericano. Seminario sobre técnicas cuantitativas de extracción de seña-les y pronóstico en el corto plazo, El Salvador, julio.

Kashyap, A., J. Stein y D. Wilcox (1993), “Monetary Policy and Credit Constraints: Evidence from the Composition of Ex-ternal Finance”, American Economic Review, vol. 86, no 1, pp. 300-09.

Kashyap, A., y J. Stein (1995), “The Impact of Monetary Policy on Bank Balance Sheets”, Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, vol. 42, pp. 151-95.

Kashyap, A., y J. Stein (1997), “The rol of Banks in Monetary Policy: a survey with implications for the European Monetary Union”, Economic Perspectives, Banco Federal de Reserva de Chicago, vol. 21, septiembre-octubre, pp. 2-18.

Kashyap, A., y J. Stein (2000), “What Do a Million Observations of Banks say About the Transmission of Monetary Policy?”, American Economic Review, vol. 90, no 3, pp. 407-28.

León, J., E. Muñoz, M. Rojas y M. Sáenz (2004), Modelo macroe-conométrico de pequeña escala para Costa Rica, Departamento Investigaciones Económicas, Banco Central de Costa Rica (Documento de investigación DIE-04-2004-DI/R).

Litterman, R. B., y L. Weiss (1985), “Money, Real Interest Rate, and Output: A Reiterpretation of Postwar US data”, Economet-rica, vol. 53, pp. 129-56.

Madrigal, J., C. Torres y L. Villalobos (1999), El mecanismo de transmisión monetaria: marco conceptual, Departamento de In-vestigaciones Económicas, Banco Central de Costa Rica, abril (GPM-03-1999-Estudio).

Mies, Verónica, Felipe Morandé y Matías Tapia (2004), Política monetaria y mecanismos de transmisión: nuevos elementos para una


vieja discusión, CEMLA, México (serie Estudios: Premio de Banca Central “Rodrigo Gómez”, 2003).

Muñoz Salas, E., M. Rojas Sánchez, M. Sáenz C. y E. Tenorio Chávez (2002), La Curva de Phillips en Costa Rica: estimación de un modelo de corrección de errores con datos trimestrales, Departa-mento de Investigaciones Económicas, Banco Central de Costa Rica, noviembre.

Oliner, S. D., y G. D. Rudebusch (1995), “Is there a bank lend-ing channel for monetary policy?”, Economic Review, Banco Federal de Reserva de San Francisco, vol. 2, pp. 3-20.

Olmos Fernández-Corugedo, G. (2003), Exercise on Unit Roots (including Structural Break’s), Estimating a VECM an the Implica-tions of the VECM, texto mimeografiado, del curso “Modelos Macroeconómicos para la Política Monetaria”, Centro de Es-tudios de Banca Central (Banco de Inglaterra), CEMLA y Banco Central de la República Argentina, octubre.

Ossa, Fernando (1997), Economía monetaria internacional, segun-da edición ampliada, Ediciones Universidad Católica de Chi-le, enero.

Sachs, J. D., y F. Larraín (1994), Macroeconomía en la economía global, primera edición en español, Editorial Prentice Hall Hispanoamericana.

Sims, C. A. (1986), “Are Forecasting Models Usable for Policy Analysis”, Quarterly Review, Banco Federal de Reserva de Minneapolis, invierno, pp. 2-16.

Soto, R. (2004), Teoría econométrica III, notas de clase, texto mi-meografiado, Pontificia Universidad Católica de Chile.

Stock, J., y M. W. Watson (2001), “Vector autorregressions”, Journal of Economic Perspectives, vol. 15, no 4, otoño.

Torres G., C. (2004), Dinámica inflacionaria y la nueva curva de Phillips neokeynesiana en Costa Rica, Departamento Investiga-ciones Económicas, Banco Central de Costa Rica, diciembre.

Villalobos, L., C. Torres y J. Madrigal (1999), Mecanismo de transmisión de la política monetaria: marco conceptual (primer do-cumento), Departamento Investigaciones Económicas, Banco Central de Costa Rica.

Premio de Banca Central “Rodrigo Gómez”: convocatoria para 2007

A fin de honrar la memoria de don Rodrigo Gómez, director gene-ral del Banco de México, S. A., los gobernadores de los bancos centrales latinoamericanos establecieron un premio anual para estimular la elaboración de estudios que tengan interés para los bancos centrales.

Publicamos a continuación la convocatoria con las bases para el premio que se otorgará en 2007:

1. Podrán presentarse trabajos sobre aspectos de interés directo para las actividades de la banca central regional. Los estudios pueden versar, entre otros temas, sobre política monetaria, esta-bilidad macroeconómica, estabilidad financiera, operaciones de banca central, gobierno corporativo de banca central, cooperación financiera entre países latinoamericanos y del Caribe o repercu-siones del comportamiento financiero internacional en América Latina y el Caribe.

2. Los estudios que se presenten deberán ser originales, inclu-yendo tesis de grado universitario que no hayan sido editadas con fines comerciales, así como trabajos presentados en las conferen-cias anuales de la Red de investigadores de los bancos centrales del Continente Americano. Los trabajos podrán presentarse escri-tos en español, francés, inglés o portugués, acompañados, de ser posible, de una traducción al inglés o al español, lo que facilitará la labor del jurado calificador. Los trabajos no podrán tener una extensión mayor de 30 000 palabras (equivalente a aproximada-mente 100 carillas, de 1 600 caracteres cada una).

3. El autor o autores de los trabajos que se presenten a concurso deberán ser personas físicas nacionales de los países de los ban-cos centrales de la región.1 No podrán concursar el director gene-ral ni el subdirector general del Centro de Estudios Monetarios Latinoamericanos (CEMLA).

1 Antillas Holandesas, Argentina, Aruba, Bahamas, Barbados, Belice, Bolivia,

Brasil, Caribe Oriental (Anguilla, Antigua y Barbuda, Dominica, Granada, Montse-rrat, San Cristóbal y Nevis, Santa Lucía, y San Vicente y las Granadinas), Chile, Colombia, Costa Rica, Cuba, Ecuador, El Salvador, Guatemala, Guyana, Haití, Honduras, Islas Caymán, Jamaica, México, Nicaragua, Panamá, Paraguay, Perú, República Dominicana, Suriname, Trinidad y Tabago, Uruguay y Venezuela.

4. El jurado calificador estará integrado por los gobernadores de bancos centrales miembros de la Junta de gobierno del CEMLA, o por sus representantes. El CEMLA, en su calidad de Secretaría permanente de las reuniones de gobernadores, actuará como or-ganismo asesor del jurado en la forma en que éste lo determine y estará a cargo de los aspectos administrativos del concurso.

5. Habrá un solo premio, consistente en la cantidad de diez mil dó-lares de Estados Unidos, que se adjudicará al trabajo o trabajos me-recedores de tal distinción, según el criterio del jurado calificador. En caso de empate en el primer lugar entre dos concursantes, el premio se dividirá en partes iguales. El fallo será inapelable y el ju-rado podrá declarar desierto el premio, si así lo estima pertinente.

6. Los participantes deberán enviar un archivo en Word o en PDF por correo electrónico a: [email protected] y demaria@ cemla.org a más tardar el 15 de enero de 2007.

7. Al remitir los trabajos a los miembros del jurado, el CEMLA su-primirá los nombres de los autores y asignará a cada estudio pre-sentado una clave que será el único medio de identificación de que disponga el jurado para comunicar las calificaciones respectivas.

8. Cada miembro del jurado enviará al CEMLA su calificación de los trabajos en orden de preferencia, cuando menos por lo que se refie-re a los tres primeros lugares que asigne. El CEMLA hará los cálcu-los respectivos y comunicará los resultados a los miembros del ju-rado. Una vez que éstos se hayan dado por informados la Junta de gobierno autorizará al CEMLA para notificar la decisión al autor o autores favorecidos. En caso de que más de dos trabajos empaten en el primer lugar, el CEMLA se dirigirá de inmediato al jurado, en busca de una nueva clasificación entre los trabajos que hayan que-dado empatados.

9. El autor o autores del estudio o estudios merecedores del pre-mio cederán los derechos de autor al CEMLA, quien lo o los publi-cará, procurando que la primera edición de los mismos, en el idioma original, se realice a tiempo para que sea conocida por los gobernadores de bancos centrales de América Latina y de España en su reunión correspondiente al mes de septiembre de 2007.

10. El CEMLA podrá, si así lo recomienda el jurado y la institución lo estima procedente, por convenir a sus fines, efectuar arreglos con los autores de trabajos no premiados que hayan calificado en el certamen, para la publicación de esos estudios. En las edicio-nes resultantes se haría mención específica de que el trabajo se publica por haber calificado en el certamen.

PUBLICACIONES DEL CEMLA

José de Gregorio

Crecimiento sostenido en América Latina

Adeline Bachellerie Bertrand Couillault

Sostenibilidad de la deuda pública y crisis

de los países emergentes: presentación de los conceptos e instrumentos

de diagnóstico

Secretaría de la UCTAD

El rápido crecimiento de China y la India y el nexo entre inversión y ganancias

BOLETÍN OCTUBRE-DICIEMBRE 2005

PUBLICACIONES DEL CEMLA

Simon Gray y Nick Talbot

Operaciones monetarias

Serie ENSAYOS

Alfredo A. Hernández Arroyo

Ensayos de banca: consideraciones teóricas y evidencia del caso mexicano

(Premio de Banca Central “Rodrigo Gómez 2003”)

Serie ESTUDIOS

John Thorp y Philip Turnbull

Estadísticas bancarias y monetarias

Serie ENSAYOS

El Centro de Estudios Monetarios Latinoamericanos es una asociación regional de bancos centrales de Améri-ca Latina y el Caribe. Además participan, como miem-bros colaboradores, bancos centrales extrarregionales, organismos supervisores y entidades financieras regio-nales. El principal cometido de la Institución es, desde 1952, la cooperación entre sus miembros para promo-ver un mejor conocimiento de temas monetarios y fi-nancieros en la región. Entre sus modalidades de ac-ción el Centro realiza actividades de capacitación, di-vulgación y estudios, así como programas plurianuales de asistencia técnica en áreas de infraestructura del sector financiero. Asimismo, el CEMLA actúa como se-cretaría técnica en las reuniones de gobernadores y técnicos de banca central de nuestra región.

El CEMLA ofrece regularmente desde 1955 publicacio-nes periódicas que, al cabo del año, pasan revista y analizan los principales temas financieros y monetarios que ocupan la atención de los bancos centrales de América Latina y el Caribe. En el Boletín se presentan temas actuales de interés general que reúnen a una amplia audiencia para mantenerla a la vanguardia en los principales debates en materia de teoría y política económica, monetaria y financiera. Monetaria y Money Affairs (publicadas en español e inglés, respectivamen-te) difunden estudios elaborados por investigadores de bancos centrales, instituciones financieras internacio-nales, universidades y otras entidades académicas. En los artículos publicados predomina un enfoque teórico o cuantitativo sobre temas especializados en los cam-pos financiero y monetario.

monetaria Suscripción anual: 80.00 dólares (América Latina y el Caribe: 50.00 dólares; es-tudiantes y maestros: 40.00 dólares). Ejemplar suelto: 22.00 dólares (América La-tina y el Caribe: 15.00 dólares; estudiantes y maestros: 11.00 dólares).

Suscripciones y pedidos: Genoveva de Maria y Campos Tel.: (5255) 5533-0300, ext.: 260 CEMLA Telefax: (5255) 5525-4432 Durango no 54, México, D. F., 06700, México E-mail: [email protected]

Documents

VOLUMEN XXIX, NÚMERO 1, ENERO-MARZO - … · nalmente, para medir el traspaso esperado se utiliza la descom-posición estructural de acuerdo con el criterio de Blanchard y Quah (1989),