Movilidad de Capital y Política Monetaria en Venezuela

BANCO CENTRAL DE VENEZUELA
Movilidad
de capital
y política
monetaria
en Venezuela
José Guerra / Harold Zavarce
3
BCV
Cuadernos BCV Serie Técnica
Resumen
En este trabajo se estima el grado de movilidad de capital de la
economía venezolana. La evidencia empírica usando cuatro
enfoques no permite rechazar, a niveles razonables de
significación, la hipótesis de inmovilidad de capital para el
período 1968-1992.
El bajo grado de movilidad de capital y la elección de
un régimen cambiario basado en sucesivas minidevaluaciones,
en un contexto caracterizado por déficit fiscales permanentes e
incertidumbre política, limitan seriamente la efectividad de la
política monetaria como instrumento de control de la demanda
agregada y de la inflación.
Abstract
This paper concerns with the measurement of the capital mobility in Venezuela during the 1968-1992 period. Four theoretical
frameworks were used to assert the degree of capital mobility
and the estimates unambiguously show high inmobility whatever the approach used. Taking into account the low degree of
capital mobility and the exchange regimen chosen, based on
periodical minidevaluations, the effectiveness of the monetary
policy to manage the aggregate demand is weak. Moreover, in
an environment of permanent fiscal imbalances and political
uncertainty such as those faced by Venezuela lately, the role of
the monetary policy is even weaker.
   
Movilidad
de capital
y política
monetaria
en Venezuela
José Guerra / Harold Zavarce
3
Movilidad
de capital y
política
monetaria
en Venezuela
José Guerra y Harold Zavarce
Noviembre, 1993
AUTORIDADES
AUTORIDADES
DIRECTORIO
Antonio Casas González
Presidente
Carlos Hernández Delfino
Alfredo Lafée
Domingo Maza Zavala
Luis E. Rivero Medina
Roosevelt Velásquez
Freddy Rojas Parra
Representante
del Ejecutivo Nacional
Teodoro Petkoff
Suplente
ADMINISTRACION
Antonio Casas González
Presidente
Hugo Romero Quintero
Primer Vicepresidente
Eddy Reyes Torres
Segundo Vicepresidente
   
   
PRODUCCIÓN EDITORIAL
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Institucionales
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ISBN: 980-6395-18-2
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Las ideas expuestas en los Cuadernos BCV,
Serie Técnica, son responsabilidad exclusiva de
sus autores, quienes han realizado los trabajos
que aquí publican durante el ejercicio de sus
funciones en el Banco Central de Venezuela
Comité de Publicaciones
Carlos Hernández Delfino
Luis E. Rivero Medina
Felipe Pazos
Manuel Lago Rodríguez
Rafael J. Crazut
Mary Batista Lorenzo
Maritza Reyes Santana (Secretaria Técnica)
Indice
Introducción
9
I
La movilidad de capital definida
11
II
Los modelos teóricos
11
III
Resultados empíricos
16
IV
Implicaciones para la política monetaria
18
Conclusiones
20
Referencias
21
Introducción
La determinación del grado de movilidad del capital es de fundamental importancia para la
política macroeconómica, toda vez que impone restricciones al manejo de la política fiscal
y monetaria. En particular, la política monetaria puede resultar totalmente ineficiente como
instrumento de estabilización cuando la economía exhibe un alto grado de movilidad de
capital. Una política de corte restrictivo encaminada a disminuir las presiones inflacionarias
de un gasto expansivo, al inducir alzas de la tasa de interés puede causar un aumento de la
oferta monetaria, debido al influjo de capitales, lo que compromete el rol de los
instrumentos de política monetaria como herramientas deflacionarias.
Usualmente, el grado de movilidad de capital se considera dado y los ensayos y ejercicios
de política económica asumen la existencia de una movilidad de capital basada en el
sentido común o en la intuición. Debido a la elevada probabilidad de equivocarse
conjeturando acerca del grado de movilidad de capital, algunos autores se han abocado
a elaborar estudios empíricos con el objeto de tener una idea más precisa de tan importante
parámetro de la economía.
Este estudio constituye una aproximación a la determinación del grado de movilidad de
capital en Venezuela para el período 1968-1992 y su incidencia en la efectividad de la
política monetaria.
La primera parte intenta una definición de movilidad de capital para luego, en la segunda
parte, hacer uso de cuatro modelos que ayudan a comprender la definición dada en la parte
anterior. En la tercera parte se exponen y analizan los resultados empíricos de las
estimaciones para finalmente, con base en esos resultados, considerar y evaluar las
acciones de políticas monetarias instrumentadas para neutralizar los efectos adversos de
una gestión fiscal deficitaria y preservar el equilibrio externo. Finalmente, se avanzan las
conclusiones de la investigación.
9
I La movilidad de capital definida
El grado de movilidad de capital en el
contexto de una economía pequeña se
define, operacionalmente, mediante la
reacción del saldo de la balanza de pagos
ante cambios autónomos de la demanda
agregada. Si un incremento en un
componente autónomo de la demanda
agregada, i.e. un aumento del gasto público,
causa un déficit (superávit) de balanza de
pagos, entonces se dice que la economía
está caracterizada por la relativa
inmovilidad (movilidad) de capital. Esto se
debe a que el incremento inducido en el
gasto de importación asociado al
crecimiento del ingreso no es compensado
por la entrada neta de capital causada por el
alza de la tasa de interés interna.
En lo que respecta a la perfecta
inmovilidad de capital, el desmejoramiento
de la balanza de pagos por el mayor gasto de
importación no es ni siquiera parcialmente
compensado por entradas de capitales. Por
otra parte, en el caso de perfecta movilidad
de capital, el alza de la tasa de interés como
resultado de la política fiscal propiciará
entradas de capital en exceso al mayor gasto
de importación que no cesarán hasta que los
tipos de interés, interno y externo ajustados
por expectativas, se igualen.
De todo lo expuesto se deduce que
en los casos donde no existe perfecta
movilidad de capital, los portafolios pueden
estar en equilibrio aun cuando no se cumpla
la paridad de intereses interno–externo.
II Los modelos teóricos
En la literatura existen cuatro criterios de
medición del grado de movilidad de capital.
Ellos corresponden a mediciones indirectas
basadas en contrastes de hipótesis sobre la
reacción esperada de los agregados
macroeconómicos bajo perfecta movilidad
de capital. En consecuencia, estos criterios
han sido utilizados para identificar los casos
extremos de movilidad de capital, i.e.
inmovilidad y perfecta movilidad de capital.
El primero de estos criterios,
desarrollado por Feldstein-Horioka (1980),
es conocido como la hipótesis ahorroinversión. En una economía pequeña con
perfecta movilidad de capital, una
disminución del ahorro nacional es
compensada por entradas de capital sin que
se produzca un efecto desplazamiento sobre
la inversión.
De acuerdo con este criterio, la
movilidad de capital puede ser medida
mediante la siguiente ecuación:
(1)
It = α + βSt
11
donde: I = inversión privada real
S = ahorro interno
El coeficiente β de la ecuación (1) es el
estimador del grado de movilidad de capital.
Si β = 0, entonces la movilidad es perfecta,
ya que las expansiones de demanda no
desplazan la inversión debido a entradas de
capital compensatorias. Contrariamente,
cuando β = 1, las expansiones de demanda
causan desplazamiento de la inversión. Esto
implica que toda la inversión doméstica se
financia con ahorro interno.
Un segundo criterio es el de la
paridad de intereses, el cual puede
enunciarse de acuerdo a tres modalidades (I)
la paridad de tasas de interés reales, (II) la
paridad no cubierta de intereses, y (III) la
paridad cubierta de intereses. El factor
común de estas tres modalidades es que en
un contexto de integración de los mercados
de capitales, las tasas de interés tienden a
igualarse (Frankel, 1992).
Para países en desarrollo Haque y
Montiel (1990) desarrollaron un modelo
para medir el grado de movilidad de capital.
El elemento esencial de este modelo es el
criterio de la paridad de intereses el cual
debiera tender a prevalecer en economías
con alto grado de movilidad de capital. Por
el contrario, en economías con inmovilidad
de capital la paridad de intereses no se
cumple.
Este modelo consiste en la
estimación de la tasa de interés doméstica
(i) con base en la tasa de interés externa (i*)
y aquella que prevalecería en ausencia de
movilidad de capital (i’) de acuerdo a la
siguiente ecuación:
i = ψ i* + (1 – ψ) i' ; ψ e [0,1]
Si ψ = 1 hay perfecta movilidad de capital,
pues se cumple la paridad no cubierta de
intereses. Por el contrario, si ψ = 0 las
condiciones financieras externas no inciden
en la determinación de la tasa de interés
interna, de allí que no exista movilidad de
capital.
Dado que i' es una variable no
observable, la estimación del modelo se
efectúa a partir de la condición de equilibrio
en el mercado monetario que prevalecería
en ausencia de movilidad de capital. En este
sentido, la oferta monetaria en ausencia de
movilidad de capital (M’) estaría definida
como: 1
M’ = M – KAp
(3)
donde M = oferta monetaria observada
KAp = la porción de reservas debido a flujos
de capitales privados
y la demanda de saldos reales como:
1
(4)
(5)
log (M’/P) = log (Md/P)
Igualando (5) a (4), despejando i' y
sustituyendo este resultado en (2)
obtenemos la siguiente ecuación:
it = β0 + β1i*t + β2 log (M'/P)t + β3 log yt
(6)
donde: β0 = –(1 –ψ) α0 /α1
β1 = ψ e [0,1]
β2 = (1 – ψ) /α1 < 0
β3 = –(1 – ψ) α2/α1 > 0
(2)
donde ψ = índice de movilidad de capital
Log (Md/P) = αo + α1i + α2 log y
con α1 < 0 y α2 > 0. En consecuencia, la
tasa de interés i’ será aquella que satisfaga
el equilibrio en el mercado monetario.
Alternativamente, se puede derivar otra
ecuación que permita estimar ψ sin
necesidad de observar la tasa de interés
interna. Esta ecuación puede obtenerse
procediendo en dos etapas: primero,
sustituyendo i' en (2) para calcular i;
y segundo, sustituyendo este resultado en la
ecuación de demanda de dinero. De esta
manera se obtiene:
log(M/P)t= π0+π1i*t+π2 log (M'/P)t+π3 log yt
(7)
donde:
π0 = α ψ
π 1 = α 1ψ < 0
π2 = (1 – ψ) e [0,1]
π3 = α2 ψ > 0
Adicionalmente, existen dos criterios para
determinar la reacción de la cuenta de
capital ante cambios en los agregados
macroeconómicos. El primero de ellos es el
propuesto por Kouri y Porter (1974),
quienes basados en un modelo de equilibrio
Esta expresión puede ser obtenida sustituyendo en la identidad de la oferta monetaria (M= R-1 + D + ∆R) la de la
balanza de pagos (∆R = CA + KAG + KAp) restándole KAp.
12
Y = Ingreso
general de cartera, derivan una ecuación
estadísticamente estimable que ayuda a
determinar el grado de movilidad de capital.
El modelo trata del mecanismo
mediante el cual se alcanza el equilibrio en
el mercado financiero en una pequeña
economía abierta con tipo de cambio fijo
y sus supuestos más importantes son:
W = Riqueza doméstica
R = Tasa de interés interna
R* = Tasa de interés externa.
En el mercado de bonos domésticos el
equilibrio viene dado por:
— Los cambios en el ingreso,
precios y riqueza son exógenos.
B = H (Y, W, R, R*) + F (Y*, W*, R, R*) con HW, HR, > 0;
>
HR* < 0, Hy >
(9)
< 0 ; FR > 0, FR* < 0; Fy*, FW* < 0
— Los factores monetarios no
influyen en las variables reales.
donde:
B = Acervo de bonos públicos
mantenidos por el sector privado
— Los cambios en el componente
doméstico de la base monetaria inducen
recomposiciones de cartera que propician
flujos de capital y variaciones de las tasas de
interés.
H = Demanda doméstica de bonos
domésticos
F = Demanda externa de bonos
domésticos
— Existen tres tipos de activos
financieros: base monetaria, bonos
domésticos y bonos externos.
Y* = Ingreso externo
W*= Riqueza externa.
El modelo Kouri-Porter (1974) es
reformulado para el caso de
minidevaluaciones, incorporando el tipo de
cambio como determinante del valor de la
riqueza en moneda doméstica, Branson
(1977), con lo cual se hace exógena su
evolución. El mismo está constituido por
tres ecuaciones estructurales que estilizan el
equilibrio en los mercados de dinero base,
bonos domésticos y externo.
En el mercado de dinero base (Ms) el
equilibrio viene dado por:
El equilibrio en el mercado de bonos
externos asegura la satisfacción de la
demanda interna de estos instrumentos con
independencia de su nivel ya que
suponemos una economía pequeña.
Así,
B* = e J (Y, W, R. R*) con JW, JR* > 0 ; JR < 0, Jy >
<0
donde:
B* = Oferta externa de bonos
Ms = AEN+ADN = L (Y, W, R, R*) con Ly, LW > 0;
J = Demanda doméstica de bonos
externos
(8)
LR, LR* < 0
(10)
donde:
e = Tipo de cambio nominal.
AEN = Activos externos netos
Las tenencias de activos por parte de los
residentes está sujeta a una restricción de
riqueza, W,
ADN = Activos domésticos netos
L = Demanda de dinero base
W = L + H + eJ
13
(11)
– J ∆e – e Jy ∆Y – eJR* ∆R*
Además, los cambios en los activos externos
netos están dados por:
∆ AEN = K + CC
(12)
donde:
b3 = J ∆ e
Resolviendo el sistema para K obtenemos: 3
K = βo∆R* + β1∆Y + β2∆e + β3∆ADN +
β4CC + β5∆Y* + β6∆W*
K = Cuenta de capital de la balanza de pagos
(17)
CC = Cuenta corriente de la balanza de pagos
donde:
y la cuenta de capital de la balanza de pagos
queda definida mediante los cambios en la
tenencia de activos externos (domésticos) de
los residentes (no residentes).
βo = – [(eJR – FR) LR* + (FR* – eJR*) LR] / (HR + FR) < 0
K = ∆F – ∆ (e J)
(13)
Finalmente, los cambios en los activos
domésticos netos del banco central se
corresponden con el saldo neto de las
operaciones de mercado abierto.
∆ ADN = ∆ B
β6 = – (LR FW*) / (HR + FR) > 0
(15)
La segunda ecuación es (13) y la tercera es
el diferencial de (11) respecto a e 2. El
sistema para K, ∆R y ∆W puede expresarse
como:
[ ][][]
LR
LW
K
1
eJR–FR
eJW
∆R
0
0
1
∆W
b2
En el caso extremo de perfecta movilidad de
capital, supondremos que HR y JR* tienden
a más infinito mientras que HR* y JR se
aproximan a menos infinito. Es decir, un
pequeño cambio en las tasas de interés
genera una sustitución infinita entre activos.
Sin embargo, los cambios en las tenencias
de activos son convergentes a un valor finito
debido a la restricción de riqueza. Así
tenemos que normalizando el tipo de
cambio a la unidad:
lim K = (LR + LR*) ∆R* + Ly ∆y + JLw∆e – ∆ADN – CC
b1
=
β3 = – (FR – eJR) / (HR + FR) < 0
β5 = – (LR FY*) / (HR + FR) < 0
El modelo puede reducirse a tres
ecuaciones. La primera se obtiene
diferenciando totalmente la ecuación (8)
y sustituyendo (12) en ese resultado, así:
–1
β2 = –J[(eJR – FR) LW – eJWLR–LR] / (HR + FR) >
< 0
β 4 = β3 < 0
(14)
K + CC + ∆ ADN = ∆ L
β1 = – [(eJR – FR)LY – LReJy] / (HR + FR) >
< 0
(18)
(16)
b3
donde:
b1 = ∆AND + CC – Ly ∆Y – LR* ∆R*
b2 = Fy*∆Y* + FW* ∆W* + FR* ∆R*
H R , JR *
∞
HR*, JR
∞
Las relaciones (17) y (18) son el
fundamento para la construcción de la
prueba de movilidad de capital. Con base en
(17) podemos estimar la siguiente ecuación:
2
Los cambios en la riqueza son estrictamente atribuibles a un efecto valuación por modificaciones en la paridad cambiaria.
3
En la solución del sistema debe considerarse las restricciones LW+HW+eJW= 1 y Li+Hi+eJi = 0, i = Y,R,R*. El jacobiano del
sistema es no nulo e igual a (HR+FR)< 0.
14
K t = αo +α1 ∆R* t +α2 ∆Y t +α3 ∆e t +α4 ∆ADN t +α5 CC t +
α6 ∆Y* t +α7 ∆W*+u t
donde:
(19)
Et = Tipo de cambio real
Rt = Logaritmo de las reservas
internacionales, netas de los flujos de capital
público en términos de bienes internos.
La ecuación (18) establece que en el
caso de perfecta movilidad de capital, los
signos esperados son:
α1< 0, α2 > 0, α3 > 0, α4 = α5 = –1, α6 = α7 = 0.
yt = Logaritmo del producto real
Para evitar el sesgo de simultaneidad en la
estimación debido al efecto de las variables
monetarias sobre las reales, se sugiere que
la estimación se efectúe con datos
trimestrales.
La ecuación (19) permite obtener, a
partir del estimador de ∆ADN, el coeficiente
de compensación del crédito interno neto
sobre los flujos de capital. Cuando α4 = –1,
un aumento (disminución) del crédito
doméstico propiciará una salida (entrada)
neta de capital equivalente, lo cual implica
perfecta movilidad de capital. Si α4 = 0
podría presumirse la presencia de
inmovilidad de capital.
Finalmente, el segundo criterio
para modelar la balanza de capitales
consiste en el enfoque de flujos mediante
el uso de una ecuación reducida de
balanza de pagos similar a la sugerida
por Dornbusch (1991). La ecuación en
referencia fue modificada ligeramente para
incluir un factor autónomo que afecta la
variación de reservas en Venezuela, como
lo es las exportaciones petroleras.
Adicionalmente, las reservas internacionales
fueron ajustadas por los flujos de capital del
sector público.
r = Tasa de interés pasiva interna
La ecuación a estimar es:
∆Rt = αo–α1 yt+α2Et+α3(r-r *-ê) t+α4XPt+ut
(20)
α1< 0, α2,α4> 0 y α3 ≥ 0
15
r* = Tasa de interés pasiva externa
ê = Tasa esperada de depreciación
del tipo de cambio nominal
XP = Logaritmo de las
exportaciones petroleras
u = Término de error
El término (r-r*- ê) corresponde a la
paridad de intereses real no cubierta. Para
el caso venezolano, esta variable es
relevante por cuanto la tasa de interés
nominal interna estuvo controlada durante
la mayoría de los años del período bajo
estudio.
Un aumento del nivel de ingreso
deteriora la balanza de pagos, en tanto
que aumentos de la paridad de intereses
no cubierta, del tipo de cambio real y de
las exportaciones petroleras contribuyen
a mejorar la balanza de pagos. Si el
coeficiente α3 es igual a cero, estaremos
en presencia de inmovilidad de capital,
toda vez que un aumento de la paridad
no cubierta no causa recomposiciones
de cartera. Adicionalmente, α2 nos
permite contrastar la condición MarshallLerner.
III Resultados empíricos
La estimación del modelo FeldsteinHorioka, ecuación (1), se realizó en los
niveles de cada variable para el período
1968-1992. Los resultados fueron los
siguientes:4
R2 = 0.60
DW = 1.48
F = 9.75
Test LM (Correlación Serial) F = 1.42
Test ARCH (Heterocedasticidad) F = 7.46
Log (M/P)t=1.65+ - 0.003 i*t+ 0.81 log M'/Pt+ 0.03 Yt
(0.17)
(6.32)
(0.08)
Log It = 1.14 + 0.87 log St – 2.17 D89
R2 = 0.77
DW = 1.29
F = 21.88
Test LM (Correlación Serial) F = 2.77
Test ARCH (Heterocedasticidad) F = 0.04
R2 = 0.88 DW = 1.32 F = 80.97
Para la ecuación (6), el valor de ψ se obtiene
Test LM (correlación serial): F = 2.48,
directamente a partir del coeficiente
*
Test ARCH (Heterocedasticidad): F = 1.18 estimado de i t, el cual no es
estadísticamente distinto de cero.
De acuerdo con estos resultados, el
Asimismo, en la ecuación (7),
parámetro β es estadísticamente diferente de ψ = 1 – π = 0.190, el cual no es
2
cero pero no diferente de uno a cualquier
estadísticamente diferente de cero. Ambos
nivel de significación razonable. Esto
resultados permiten aceptar la hipótesis de
implica que durante el período de análisis
inmovilidad de capital.
hay evidencia para aceptar la hipótesis de
Aunque en el caso de la ecuación (6)
inmovilidad de capital. No obstante que el
el test ARCH no permite aceptar la hipótesis
test Durbin-Watson es indeterminado en la
de igual varianza de los errores, en la
detección de correlación serial, el test LM 5
ecuación (7) esta hipótesis no puede ser
es concluyente en la aceptación de la
rechazada, lo que implica que el estimador
hipótesis de no autocorrelación serial, toda
del grado de inmovilidad de capital obtenido
vez que ésta puede ser rechazada con una
de esta ecuación es eficiente.
probabilidad de 12.98%. El test ARCH
En cuanto a la estabilidad de los
sugiere que la varianza de los errores es
coeficientes estimados, tanto el test de
constante.
Chow como el de los residuos recursivos,
El término D89 es una variable
indican que hubo un quiebre estructural que
artificial que recoge el cambio abrupto
afectó el comportamiento de las variables.
experimentado por los componentes del
En particular, de acuerdo al test de residuos
modelo a raíz del ajuste recesivo de 1989.
recursivos, el punto de inflexión en la
La estimación del modelo Haquetendencia de las variables ocurrió en 1989,
Montiel, con base en las ecuaciones (6) y (7) año en el cual Venezuela comenzó
mediante mínimos cuadrados ordinarios,
a experimentar los cambios económicos más
indican que la ecuación (7) logró un mejor
dramáticos de los últimos cincuenta años,
ajuste. Los resultados fueron los siguientes: a partir de la instrumentación del programa
de ajuste macroeconómico. Sin embargo,
it = -685.9 - 0,004i*t - 5.19 log (M'/P)t + 59.03 log yt
este resultado no invalida la conclusión
(- 0.08) (-1.46)
(5.09)
(12.37)
(–4.64)
4
Los valores en paréntesis corresponden al estadístico t.
5
El test LM (Multiplicador de Lagrange) es una prueba más precisa para detectar la correlación serial y su distribución
corresponde a una F.
16
acerca del grado de movilidad de capital
para el período 1989-1992.
La versión adaptada para
minidevaluaciones del modelo Kouri y Porter,
se estimó para el primer trimestre
de 1989-segundo trimestre de 1993, con
el objeto de evaluar el grado de movilidad de
capital a partir de la implantación del programa
de estabilización y apertura comercial. Los
resultados fueron los siguientes:
hipótesis de movilidad de capital. Esto es
indicativo de la exogenidad de la cuenta de
capital privado y, en consecuencia, se puede
inferir la existencia de inmovilidad de
capital. Las pruebas de estabilidad de los
coeficientes estimados muestran que los
mismos son estables a lo largo del período
bajo estudio.
El modelo de flujos para determinar
la movilidad de capital con base en la
ecuación (20) en logaritmos para el período
1969-1992, arrojó los resultados siguientes:
Kt = – 42.700 + 0,31∆Y - 8.486 ∆R*+ 0.30∆ADN(2.55)
(–0.35)
(1.63)
∆Rt= 35.04 - 3.35Yt - 0.81 Et - 0.006 (r-r*- ê) + 0.78 XPt
0.12CC + 5.555∆e
(–1.00)
R2 = 0.65
(–3.75)
(1.33)
DW = 2.39
R2 = 0.58
F = 3.99
(2.04)
(1.47)
DW = 2.08
(2.73)
F = 6.07
Test LM , F = 0.59
Test LM, F = 0.05
Test ARCH, F = 0.56
Test ARCH, F = 0.31
donde: Kt = Flujo neto de capital privado
total en moneda nacional
Como se observa, todos los coeficientes
estimados tienen el signo esperado y son
significativos. Similarmente los tests de
correlación serial (DW y LM)
y heterocedasticidad no comprometen las
propiedades estadísticas de la regresión.
Adicionalmente, las pruebas relativas a la
estabilidad de los coeficientes en general
y del coeficiente de (r- r*- ê) en particular,
sugieren que los mismos son estables
durante el período analizado.
Debido al hecho que α3 no es
estadísticamente diferente de cero, no es
posible rechazar la hipótesis de inmovilidad
de capital. Esto corrobora el resultado de las
pruebas anteriores, los cuales indican que la
economía venezolana exhibe un alto grado
de inmovilidad de capital.
∆Y = Variación del PIB nominal
∆R*= Variación de la tasa de interés externa
(LIBOR)
∆ADN = Variación del crédito interno neto
CC = Saldo de la cuenta corriente en
moneda nacional
∆e = Variación del tipo de cambio nominal.
El coeficiente de compensación es el
estimador de α4 en la ecuación (19). Según
la estimación realizada, su valor no es
estadísticamente distinto de cero, así como
los del resto de las variables explicativas con
excepción de ∆Y, por lo cual se rechaza la
17
IV Implicaciones para la política monetaria
A partir de marzo de 1989, el gobierno
venezolano instrumentó un programa de
ajuste macroeconómico con liberalización
comercial y de la cuenta de capital. Este
programa consistió en la desregulación de
los mercados de bienes y de activos, la
adopción de un sistema de flotación
manejada, una importante reducción
arancelaria y la eliminación de las
restricciones cuantitativas. Sin embargo,
a partir de 1990, no se adoptaron medidas
tendientes a lograr un ajuste fiscal que
evitara la incurrencia de déficit
permanentes, los cuales fueron atenuados
por la política de privatización
de empresas públicas.
En este contexto, el Banco Central
de Venezuela aplicó una política monetaria
de corte restrictivo, mediante la emisión de
pasivos no monetarios (bonos cero cupón)
de alta liquidez, bajo riesgo y de corto plazo,
para moderar la incidencia de la expansión
fiscal sobre los precios y el equilibrio
externo. Durante 1990 y 1991, esta expansión
fiscal no se manifestó en déficit en la balanza
de pagos por los ingresos extraordinarios de
divisas provenientes de la privatización y del
petróleo asociados éstos a la crisis del Golfo
Pérsico. No obstante, la postergación del
anunciado ajuste fiscal y la reducción de los
flujos de divisas del sector público, dieron
lugar en 1992 a la aparición de un déficit en
balanza de pagos, a pesar del alto rendimiento
relativo de los activos financieros domésticos
como consecuencia de la expansión fiscal
y la restricción monetaria.
Como lo sugiere la evidencia
empírica, la economía venezolana exhibe
un bajo grado de movilidad de capital que
aunado a la adopción de un régimen de
minidevaluaciones, incertidumbre política
y desequilibrio fiscal permanente, debilita
significativamente la efectividad de la
política monetaria en el manejo de la
demanda agregada.
Esta circunstancia puede ser
analizada mediante el uso del modelo
Mundell-Fleming (1968).
La pendiente infinita de la función
FB (equilibrio externo) indica que no existe
un nivel de tasa de interés capaz de
restablecer el equilibrio externo ante una
expansión de la demanda agregada.
Una expansión fiscal
(desplazamiento de ISo a IS1) acompañada
de una incidencia expansiva sobre la base
monetaria (desplazamiento de LMo a LM1)
determina un déficit de balanza de pagos
asociado con el aumento del ingreso (punto 2).
Adicionalmente, como consecuencia
de la crisis política de los años recientes que
se manifiesta en incertidumbre cambiaria, se
produjo un incremento de las salidas netas
de capital privado. Esto se aprecia a través
de un desplazamiento hacia la izquierda de
la función FB (de FBo a FB1) que representa
el ajuste recesivo requerido en el nivel de
ingreso para restablecer el equilibrio
externo.
La corrección del desequilibrio
externo se lograría a través de una
significativa contracción de la oferta
monetaria, en virtud del bajo grado de
movilidad de capital, que posicione la curva
LM (no dibujada) hasta el punto 5.
Si la contracción monetaria
mencionada se instrumenta a través de
operaciones de venta de bonos cero cupón
en el mercado abierto, el restablecimiento
del equilibrio interno y externo se logrará
a un costo elevado y será transitorio. El
desequilibrio externo se ampliará al
momento del rescate de los bonos tal como
lo ilustra el punto 4. A partir de 4, una vez
agotada la capacidad de endeudamiento del
Banco Central, se crea el dilema de restituir
18
el equilibrio externo mediante una
maxidevaluación (desplazamiento de FB1
hasta el punto 4) y/o mediante una considerable desmonetización cambiaria
(desplazamiento de la LM desde el punto 4
hasta 5).
Sin embargo, existe una mezcla de
instrumentos de política monetariocambiaria que minimiza los costos del ajuste
si el incremento del riesgo-país es
transitorio. Esta combinación consiste en
instrumentar una devaluación y/o una
pérdida de reservas internacionales para
contrarrestar la incidencia permanente del
déficit fiscal y una colocación neta de bonos
para neutralizar la incidencia transitoria de
la incertidumbre, siempre que se sincronice
la estructura temporal del vencimiento de
los bonos con la de la reducción del riesgo
a sus niveles iniciales. Gráficamente esto
i
puede observarse como el paso de 2 a 3,
para una pérdida de reservas internacionales
que compense en shock fiscal permanente
y por el movimiento de 3 a 5, a través de la
colocación de bonos cero cupón. Cuando la
incertidumbre cese y simultáneamente se
rescaten los bonos, el equilibrio general se
restablece en el punto 3.6
En consecuencia, el control de la
incidencia monetaria de un déficit fiscal
permanente mediante la emisión de bonos
cero cupón, sólo restablece transitoriamente
el equilibrio externo, al costo de una mayor
devaluación o pérdida de reservas
internacionales. No obstante, el control que
puede ejercerse mediante este instrumento
es efectivo cuando se trata de compensar
shocks transitorios en los mercados
monetario y cambiario.
FB1
FB0
LM1
5
3
1
LM0
2
4
IS1
IS0
y
0
Gráfico 1. Efectividad de la política monetaria
con inmovilidad
depolítica
capital, monetaria
Gráfico 1
Efectividad
de la
shock
fiscal e incertidumbre.
con
inmovilidad
de capital,
Shock fiscal e incertidumbre
6
La monetización neta por el pago de intereses de los bonos podría ser compensada bien con moderadas pérdidas de reservas
y/o minidevaluaciones. Otra opción sería controlar el desequilibrio transitorio mediante el manejo del encaje legal, en
circunstancias cuando la capacidad de endeudamiento del Banco Central está restringida.
19
Conclusiones
Con base en los modelos de ahorro-inversión, de la paridad de intereses, de equilibrio de
cartera y una ecuación reducida de balanza de pagos, se estimó el grado de movilidad de
capital de la economía venezolana para el período 1968-1992. De igual manera, para tomar
en consideración el efecto de los cambios introducidos con motivo de la puesta en práctica
del programa de ajuste macroeconómico con apertura comercial y de la cuenta de capital
a partir de 1989, se efectuaron estimaciones sobre movilidad de capital con datos
trimestrales para el período primer trimestre de 1989-segundo trimestre de 1993.
Los resultados de las regresiones, basados en los cuatro métodos mencionados, sugieren
que la economía venezolana exhibe un alto grado de inmovilidad de capital. Estos
resultados son los mismos independientemente del período de análisis seleccionado, lo cual
es indicativo de lo robusto de la estimación.
Una vez identificado el grado de movilidad de capital, el análisis de las acciones de política
para enfrentar un desequilibrio fiscal permanente con incertidumbre política concluye que
la instrumentación de una política monetaria de corte restrictivo mediante el uso de bonos
cero cupón, sólo posterga el logro del equilibrio externo al costo de una mayor devaluación
o pérdida de reservas internacionales. No obstante, el control que puede ejercerse mediante
este instrumento es efectivo cuando se trata de compensar shocks transitorios en los
mercados monetario y cambiario.
20
Referencias
Branson, W. “Asset Markets and Relative Prices in Exchange Rate Determination”.
Socialwiesenshafliche Annalen, 1977.
Derburg, T. Global Macroeconomics. Harper and Row. 1989.
Dornbusch, R.“Inflation Stabilization and Capital Mobility”, in Exchange Rate and Inflation by Dornbusch, R. MIT Press. 1991.
Feldstein, M. y Horioka, C. “Domestic Saving and International Capital Flows”.
Economic Journal, Vol. 90, Jun. 1980.
Frankel, J. “Measuring International Capital Mobility: A Review”.
American Economy Review. Vol. 82, Nº 2, May, 1992.
Kouri, P. y Porter, M. “International Capital Flows and Portfolio Equilibrium”.
Journal of Political Economics, Vol. 82, Nº 3, May-Jun., 1974.
Montiel, P. y Haque, N. “Capital Mobility in Developing Countries: Some Empirical
Test”. IMF. Working Paper, 90/117, 1990.
Mundell, R. International Economics. Macmillan, 1968.
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PARA LA P ÁGINA WEB DEL BCV,
DURANTE EL MES DE
FEBRERO DE
2000