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Facultad de Economía y Negocios
REGLAS DE POLÍTICA MONETARIA:
UN ANÁLISIS EMPÍRICO PARA BOLIVIA (1990-2004)
Tesis para optar al grado de Magíster en Economía
de la Universidad Alberto Hurtado
Por
BORIS PABLO ZAMBRANA FLORES
Profesor Guía: Pablo Gonzalez M.
Santiago, Chile
2009
Facultad de Economía y Negocios
REGLAS DE POLÍTICA MONETARIA:
UN ANÁLISIS EMPÍRICO PARA BOLIVIA (1990-2004)
Por
BORIS PABLO ZAMBRANA FLORES
Pablo Gonzalez M
Profesor Guía
Eduardo Saavedra
Director Magíster
Santiago, Chile
2009
DEDICATORIA
A mis amados padres Guido y Luz por todo el amor y apoyo que siempre me
brindaron, y a mis queridos hermanos que una vez más me dieron el aliento que
necesitaba en los momentos más difíciles. Sin ellos creo que ningún logro habría sido
posible.
“Hay hombres que luchan un día y son buenos. Hay otros que luchan un año y son
mejores. Hay quienes luchan muchos años, y son muy buenos. Pero hay los que luchan
toda la vida, esos son los imprescindibles”. Bertolt Brecht
ii
AGRADECIMIENTOS
Agradezco la guía del profesor Pablo Gonzalez en el desarrollo de este trabajo y a
los profesores del programa por la formación académica impartida a lo largo del mismo.
Deseo expresar mi más profundo agradecimiento a Iván Zambrana Flores por su
invaluable colaboración y extraordinarios comentarios a versiones preliminares de este
trabajo.
iii
TABLA DE CONTENIDO
DEDICATORIA .................................................................................................................................................. II
AGRADECIMIENTOS ...................................................................................................................................... III
TABLA DE CONTENIDO ................................................................................................................................. IV
RESUMEN ............................................................................................................................................................V
ABSTRACT ........................................................................................................................................................ VI
I. INTRODUCCIÓN ............................................................................................................................................. 7
I.1. INSTRUMENTACIÓN DE LA POLÍTICA MONETARIA EN BOLIVIA ........................................................................ 9
I.1.A. Encaje Legal ...................................................................................................................................... 10
I.1.B. Operaciones de Mercado Abierto........................................................................................................ 10
I.1.C. Créditos de Liquidez........................................................................................................................... 11
I.1.D. Instrumentación de la Política Cambiaria .......................................................................................... 11
II. EL MARCO METODOLÓGICO ................................................................................................................. 12
II.1. LA OFERTA AGREGADA (CURVA DE PHILLIPS) ............................................................................................ 17
II.2. LA DEMANDA AGREGADA.......................................................................................................................... 18
III. RESULTADOS............................................................................................................................................. 21
III.1. POLÍTICA MONETARIA ............................................................................................................................. 21
III.2. POLÍTICA CAMBIARIA ............................................................................................................................... 29
IV. DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES............................................................................................................... 33
REFERENCIAS.................................................................................................................................................. 35
ANEXO 1: SÍNTESIS DEL MODELO TEÓRICO DE MECANISMOS DE TRANSMISIÓN DE LA
POLÍTICA MONETARIA PARA ECONOMÍA PEQUEÑA Y ABIERTA (SVENSSON 1999)...................... 37
ANEXO 2: VARIABLES DEL MODELO, DEFINICIONES Y FUENTES ..................................................... 38
ANEXO 3: PRUEBAS DE RAÍZ UNITARIA.................................................................................................... 40
ANEXO 4: ECUACIONES PARA LOS PRONÓSTICOS DE LAS BRECHAS DEL PRODUCTO E
INFLACIÓN ....................................................................................................................................................... 41
iv
RESUMEN
El documento presenta la estimación de una función de reacción de la política
monetaria en Bolivia. Para ello se parte del modelo teórico propuesto por Svensson
(1998) más tarde es aplicado por Morón y Winkelried (2003) para estudiar el caso de
Perú, y por Aboal y Lorenzo (2004) para el caso de Uruguay. Tomando como punto de
partida este modelo teórico se procede a derivar una función de reacción estimable
siguiendo el desarrollo teórico de Svensson (2005). Posteriormente, tomando en cuenta
para la especificación del modelo, el trabajo empírico realizado para el caso boliviano
realizado por Leiderman et al. (2006) en el cual se analiza cómo la dolarización impone
diferencias en la formulación de la política monetaria se estima una función de
reacción.
Los resultados obtenidos son aceptablemente consistentes con los objetivos de
política monetaria declarados por la autoridad monetaria y permiten concluir que, en el
caso boliviano la política monetaria habría reaccionado de la manera esperada en una
correlación positiva ante variaciones de la brecha de inflación. Los resultados son
menos claros en el caso de política cambiaria, ya que se esperaría que hubiera
reaccionado en la dirección contraria a variaciones de la brecha de la inflación. Sin
embargo, los resultados son más consistentes con la reacción esperada ante
variaciones del tipo de cambio real y de las reservas internacionales ya que se
esperaría que el ritmo de depreciación aumente cuando se verifican disminuciones de
las reservas internacionales y cuando el tipo de cambio real se encuentre apreciándose.
Estos resultados podrían deberse a que la autoridad monetaria disponga de un mismo
instrumento para el cumplimiento de más de un objetivo, y que en determinado
momento haya priorizado más el cumplimiento de un objetivo en relación a otro.
Clasificación JEL: E52, E58
Palabras clave: Evaluación de la política monetaria, reglas monetarias, economía
abierta dolarizada.
v
ABSTRACT
This paper presents the estimation of a reaction function of the monetary policy in
Bolivia. On this purpose, we begin with the theoretic model proposed by Svensson
(1998) later used by Moron and Winkelried (2003) to study the case of Perú, and also
used by Aboal y Lorenzo (2004) for the case of Uruguay. Taking this theoretic model as
a starting point we proceed to derive an estimable reaction function using the theoretic
development of Svensson (2205). After that, considering for the specification of the
model, the empirical research developed by Leiderman et al.(2006) for the case of
Bolivia, which analyses how dollarization imposes differences in the monetary policy
formulation we estimate a reaction function.
The results are acceptably consistent with the objectives of monetary policy
declared by the monetary authority and allow us to conclude for the bolivian case, that
monetary policy has reacted as it was expected in a positive correlation for variations in
the inflation gap. The results are less clear for the exchange rate policy since it would be
expected that had reacted in opposite direction to variations of the inflation gap.
However, our results are more consistent with the expected reaction to real exchange
rate and international net reserves variations since it is expected that the pace of
depreciation increased when international reserves decrease and when the real
exchange rate appreciates. These results could be attributed to the fact that monetary
authority has available one instrument for the fulfillment of more than one objective, and
had given more priority to the fulfillment of one objective in relation to the other.
JEL Classification: E52, E58
Keywords: Monetary policy evaluation, monetary rules, dollarized open-economy.
vi
I. INTRODUCCIÓN
El estudio de las reglas de política monetaria como enfoque para abordar temas
de economía y política monetaria ha cobrado gran importancia en los últimos años tanto
en el ámbito académico como en los propios departamentos de investigación de los
bancos centrales. Este creciente interés ha sido atribuido, entre otras razones, a que
estas reglas tienen la virtud de ofrecer una descripción bastante fiel de las políticas
monetarias efectivamente llevadas. Al respecto, por ejemplo, Woodford (2001) destaca
la regla de Taylor como una descripción de la conducción de la política monetaria de los
Estados Unidos.
De manera general, también se han discutido conceptualmente las reglas de
política monetaria al intentar describir las características esenciales de las reglas
basadas en metas de inflación, comparándolas con otras alternativas como las de
crecimiento de la agregados monetarios y las metas de producto interno bruto nominal,
ver Svensson (1999) quien propone que los mecanismos de transmisión de política
monetaria pueden ser representados en un modelo lineal general.
En el caso particular de los países latinoamericanos, existe cierta coincidencia en
que básicamente son tres las estrategias de política monetaria: el tipo de cambio fijo,
las metas monetarias y las metas de inflación tal como se resalta en Mishkin y
Savastano (2000). Más concretamente, Corbo (2000) analiza las estrategias elegidas
por un grupo de países (Chile, Colombia, Costa Rica, El Salvador y Perú) y los
determinantes de sus políticas monetarias, estimando funciones de reacción a la Taylor
(1993) ampliadas para reglas forward-looking según Clarida et al. (1998), encontrando
que sólo en el caso chileno se evidenciaría un claro compromiso anti-inflacionario.
Otros estudios se han enfocado en economías que presentan cierto grado de
dolarización, destacándose los trabajos para Perú, Morón y Winkelried (2003) y para
Uruguay, Aboal y Lorenzo (2005). Más específicamente Leiderman et al. (2006) ha
analizado esquemas de metas de inflación en economías dolarizadas, estimando
funciones de reacción de manera comparativa para Chile, Colombia, Perú y Bolivia
7
Estos, tres trabajos resultan de particular interés debido a su relación con el contexto
institucional y macroeconómico boliviano.
El modelo de Aboal y Lorenzo (2005) sigue fundamentalmente al de Svensson
(1998), pero incorporando al producto del resto del mundo y al producto en dólares del
país como determinantes del riesgo país, en línea con los realizado por Céspedes et al.
(2000) y por Morón y Winkelried (2003). En función de ello y con el objetivo de captar la
posible vulnerabilidad financiera de un país con alta dolarización de sus activos y
pasivos ante posibles variaciones en el tipo de cambio se introduce la tasa de
depreciación nominal a nivel en las funciones de pérdida social, ver Persson y Tabellini
(1995).
En el caso particular de Bolivia, existe un solo antecedente de investigación
relacionado con el tema de reglas monetarias, Leiderman et al. (2006), que analiza en
forma paralela las políticas monetarias de Chile, Colombia y Perú. En este estudio los
autores se concentran en las diferencias que el contexto de una economía dolarizada
genera para la formulación de la política monetaria, examinando los mecanismos de
transmisión. En particular se identifican como economías altamente dolarizadas a
Bolivia y Perú en comparación con los casos de Chile y Colombia. Es en función de sus
resultados que los autores proponen argumentos alternativos que debieran ser tenidos
en cuenta al momento de estimar las funciones de reacción de las autoridades
monetarias de los distintos países.
En consonancia con estas recomendaciones, en este trabajo se proveen los
antecedentes para la especificación de una función de reacción que represente el caso
boliviano para luego testear su validez.
En este marco, se propone que es posible estimar una función de reacción o regla
de política, cuyos coeficientes estimados brinden información sobre las variables
relevantes ante las que ha reaccionado la política monetaria en Bolivia en el período
comprendido entre 1991 y 2004. En este sentido, se describen las principales variables
de política monetaria que instrumenta el Banco Central en un esfuerzo por interpretarla,
en función de las variables de interés a las que se presume esta podría haber
reaccionado en el período de análisis. En particular esta función de reacción contiene
8
las siguientes variables: brecha de inflación, brecha del producto, reservas
internacionales y tipo de cambio real.
Los resultados obtenidos constituyen de esta forma una primera aproximación al
análisis de la política monetaria efectuada por el Banco Central de Bolivia en el período
comprendido entre 1991 y 2004, quedando como tarea pendiente la formulación de un
modelo más completo.
En lo que resta de esta introducción se hace una breve reseña de las principales
características de la economía boliviana relevantes para los fines de este trabajo a fin
de comprender el contexto de política monetaria boliviana.
I.1. Instrumentación de la Política Monetaria en Bolivia
La política monetaria del Banco Central de Bolivia (BCB), no ha experimentado
cambios fundamentales a lo largo del período de análisis en especial en lo que se
refiere a sus objetivos e instrumentación con la excepción de la Ley del Banco Central
de Bolivia1. De acuerdo a la misma, la política monetaria del Banco Central de Bolivia
tiene como principal objetivo mantener la estabilidad del poder adquisitivo interno de la
moneda nacional, entendida como una inflación baja y estable. Para el logro de este
objetivo el BCB adopta una estrategia de metas intermedias consistente en la fijación
de límites a la expansión del crédito interno neto (CIN) a fin de que no se produzcan
excesos de oferta monetaria que resulten en presiones inflacionarias. De esta manera
la autoridad monetaria aprueba y ejecuta un programa monetario, en el cual se
determinan metas de expansión máxima del CIN, consistentes con la evolución de la
emisión monetaria y con las metas de niveles mínimos de reservas internacionales
netas (RIN). El BCB tiene como objetivo de mediano plazo dirigir sus políticas hacia la
adopción del régimen de metas explícitas de inflación.
1
Ley 1670, denominada Ley del Banco Central de Bolivia fue promulgada el 31 de Octubre de 1995.
9
I.1.A. Encaje Legal
Las tasas de encaje legal 2 varían de acuerdo a la moneda. Las tasas para
moneda nacional y moneda nacional con mantenimiento de valor con relación a la
Unidad de Fomento a la Vivienda (UFV) son de 2% para encaje efectivo y de 10% para
encaje en títulos, mientras que las tasas para moneda extranjera y con mantenimiento
de valor en relación al dólar son de 2% para encaje efectivo y 12% para encaje en
títulos. Los recursos aportados por las entidades financieras mediante encaje legal en
títulos conforman el Fondo de Requerimiento de Activos Líquidos (Fondo RAL)
constituido en las denominaciones, Moneda Nacional (fondo RAL-MN), Moneda
nacional con mantenimiento de valor con relación a la UFV (Fondo RAL-MNUFV) y
Moneda Extranjera (Fondo RAL-ME).
I.1.B. Operaciones de Mercado Abierto
Las Operaciones de Mercado Abierto (OMA) constituyen el instrumento indirecto
más importante de la política monetaria boliviana. Comprenden la compra y venta de
valores públicos, que permite regular la liquidez en la economía, el volumen de los
medios de pago y las tasas de interés del mercado. El Directorio del BCB determina los
lineamientos para estas operaciones en función del desempeño estimado de la
economía y de las metas del programa monetario. Con base en estos lineamientos y
pronósticos diarios de la liquidez del sistema financiero, el Comité de Operaciones de
Mercado Abierto (COMA) establece semanalmente los montos, plazos y monedas o
denominaciones de la oferta de valores públicos. Determina también las tasas premio
base y los montos disponibles para operaciones de reporto con valores públicos.
2
Las tasas de encaje legal mencionadas se refieren al período comprendido entre 1998 y 2004. La tasa
de encaje legal ha tenido modificaciones a lo largo del período de análisis, hasta 1993 la misma era de
20%, entre 1993 y 1998 se disminuyó el encaje para moneda nacional a 10%. Actualmente se
encuentran normadas por el nuevo Reglamento de Encaje Legal aprobado con Resolución de Directorio
N° 48/2005 vigente desde el 9 mayo de 2005, que obliga a las entidades de intermediación financiera
autorizadas para su funcionamiento por la Superintendencia de Bancos y Entidades Financieras a
constituir encaje legal de los pasivos sujetos a esta regulación.
10
I.1.C. Créditos de Liquidez
Las operaciones de reporto son el principal instrumento del BCB para otorgar
liquidez de corto plazo al sistema financiero. Consisten en la compra de valores a
agentes autorizados con el compromiso de ambas partes de efectuar la operación
inversa al cabo de un plazo y a un precio pactado al inicio de la operación.
I.1.D. Instrumentación de la Política Cambiaria
La Ley del BCB establece que la determinación del régimen cambiario y la
ejecución de la política cambiaria son atribuciones del Banco Central de Bolivia. Desde
la segunda mitad de los años ochenta Bolivia cuenta con un régimen de tipo de cambio
deslizante (crawling peg), que consiste en pequeñas depreciaciones – apreciaciones
del boliviano respecto al dólar estadounidense.
La política cambiaria del BCB, está orientada a mantener un tipo de cambio real
que preserve la competitividad del sector transable de la economía sin poner en riesgo
la estabilidad de los precios internos. Para ello, el BCB considera el comportamiento de
variables como la demanda de divisas en el Bolsín (mecanismo de subasta de divisas),
los precios internos, la situación del sistema financiero boliviano y el desempeño de las
economías de los principales socios comerciales.
11
II. EL MARCO METODOLÓGICO
En esta sección se detallan las características básicas del modelo teórico que
fundamenta nuestra estimación, el cual está basado fundamentalmente por Svensson
(1998), autor de quien respetamos la notación utilizada.
De acuerdo a Svensson, el problema de optimización para el policymaker puede
ser expresado a través de la expresión
 X t +1 
Xt 
C 
 Hx  = A  + Bit +  ε t +1
0 
 xt 
 t +1 t 
[1]
donde, para todo t≥0, X t es un vector de n x variables predeterminadas, X 0 está
dado, xt es un vector de n x variables forward-looking, i t es un vector de n i instrumentos
(variables de control), y ε t es un vector de n ε shocks exógenos de media cero
distribuidos idéntica e independientemente (iid). Las matrices A, B, C, y H son de
dimensión (n X + n x ) × (n X + n x ) , (n X + n x ) × ni , n X × nε y n x × n x , respectivamente. Sin
pérdida de generalidad, los shocks pueden ser normalizados tal que la matriz de
covarianzas de ε t sea la matriz identidad I . Por consiguiente, la matriz de shocks a
X t +1 es CC ' . Para cualquier vector z t , la notación z t +1 t = Et z t +1 denota la expectativa
racional al momento t sobre la variable z. Un caso especial común es aquel cuando
H ≡ I pero en general H no requiere ser invertible pudiendo muchas de sus columnas
ser cero.
Resolviendo el problema de optimización se encuentra el equilibrio bajo discreción
expresando primero la función de pérdida de la siguiente manera (Svensson, (2005)):
'
Xt  Xt 
1   
Lt =  xt  W  xt 
2
it  it 
[2]
Esta expresión es una forma general que expresa la función de pérdida en función
de variables de estado, forward-looking e instrumentos.
12
donde π tc es la inflación calculada sobre el Índice de Precios al Consumidor (IPC),
y t es la brecha del producto, qt es el tipo de cambio real, y µ c , λ , µ q , son los
respectivos coeficientes. Las ponderaciones no son negativas. El primer término
corresponde a la meta de inflación de IPC. El segundo término corresponde a la meta
de estabilización de brecha del producto y el último término corresponde a la meta de
estabilización de tipo de cambio real.
Svensson (2005), asume una función de pérdida intertemporal en el período t de la
forma general,
∞
Eτ ∑ (1 − δ )δ τ Lτ +τ ,
[3]
τ =0
donde 0<δ<1. En particular, en este estudio se adopta la siguiente forma para la
función de pérdida del Banco Central en cada período:
Lt = µ cπ tc 2 + λyt2 + µ q qt2
[4]
El problema de decisión es escoger it (el vector de instrumentos) en el período t
para minimizar la función de pérdida intertemporal bajo discreción3, la cual está sujeta a
[1], X t dado, y
it +1 = Ft +1 X t +1
[5]
xt +1 = Gt +1 X t +1
[6]
donde F t+1 y G t+1 son determinados por el problema de decisión en el período t+1.
Ambos F t+1 y G t+1 se asumen conocidos en el período t. Sólo G t+1 importará para el
problema de decisión en el período t.
3
Svensson (1999) plantea que en la práctica ningún banco central sigue una regla instrumento ya sea de
manera explícita o implícita. Cada banco central utiliza más información que la contenida en las reglas
simples, especialmente en economías abiertas. En particular ningún banco responde mecánicamente a
un set de información. Así, la reconsideración de las decisiones de los bancos centrales significa que la
situación es mejor descrita como una toma de decisión bajo discreción en lugar de compromiso. Por lo
tanto el rol de un instrumento simple o complejo es en la práctica nunca un compromiso de los bancos.
En su lugar sirven como líneas base que es la comparación de marcos de referencia, por la política
efectiva y su evaluación.
13
Tomando expectativa en el período t de [1] se obtiene
 X t +1 t 
X t 

 = A  + Bit
Hx
 xt 
 t +1 t 
[7]
que siendo combinado con la expresión en [6] resulta en
xt +1 t = Gt +1 X t +1 t = Gt +1 ( A11 X t + A12 xt + B1it )
[8]
El bloque inferior de [8] es
Hxt +1 t = A21 X t + A22 xt + B2 it
[9]
Multiplicando [8] por H, igualando el resultado a [9] y resolviendo para xt se
obtiene
xt = At X t + Bt it ,
[10]
At ≡ ( A22 − HGt +1 A12 ) −1 ( HGt +1 A11 − A21 )
[11]
Bt ≡ ( A22 − HGt +1 A12 ) −1 ( HGt +1 B1 − B2 )
[12]
donde
Se asume que A 22 –HG t+1 A 12 es invertible. Usando [10] en el bloque superior de [1]
resulta
~
~
X t +1 = At X t + Bt it + Cε t +1
[13]
~
At ≡ A11 + A12 At
[14]
~
Bt ≡ B1 + A12 Bt
[15]
donde
Tercero, usando [10] en [3] se tiene:
'
1  X t   Q Nt   X t 
Lt =    t
 
2 it   N t ' Rt  it 
[16]
14
donde
Qt ≡ W XX + W Xx At + A 't W ' Xx + A 't W ' xx At
[17]
N t ≡ W Xx Bt + A 't W ' xx Bt + W Xi + A 't W ' xi
[18]
Rt ≡ Wii + B 't W xx Bt + B 't W xi + W ' xi Bt
[19]
Dado que la función de pérdida es cuadrática y las restricciones son lineales, el
valor óptimo del problema será cuadrático. En el período t+1 el valor óptimo dependerá
de X t+1 y por tanto puede escribirse
1
[(1 − δ ) X 't +1 Vt +1 X t +1 + δwt +1 ]
2
donde V t+1 es una matriz semidefinida positiva y w t+1 es un escalar independiente
de X t+1 . Ambos, V t+1 y w t+1 , se suponen conocidos en el período t. Por lo tanto, el valor
óptimo del problema en el período t está asociado con la matriz semidefinida positiva
V t y el escalar w t y satisfacen la ecuación de Bellman:

1
1
δ

[(1 − δ ) X 't Vt X t + δwt ] ≡ (1 − δ ) min
Lt + δEt  X 't +1 Vt +1 X t +1 +
wt +1   [20]

it
2
2
1− δ


sujeto a [13] y [16].
En definitiva, el problema se ha transformado a un problema estándar LQR (lineal
cuadrático del regulador) sin variables forward-looking, en términos de X t y con
parámetros tiempo variantes. La condición de primer orden es, por [16] y [20]
[
~
0 = X 't N t + i 't Rt + δEt X 't +1Vt +1 Bt
]
~
~
~
= X 't N t + i 't Rt + δ ( X 't A't +i 't B 't )Vt +1 Bt
La condición de primer orden puede resolverse para la función de reacción
it = Ft X t
[21]
donde
15
~
~
~' V B
~ −1
Ft ≡ −( Rt + δB
t t +1 t ) ( N ' t +δB ' t Vt +1 At )
[22]
~' V B
~
Se asume que Rt + δB
t t +1 t es invertible. Usando [21] en [10] resulta
x t = Gt X t
donde
Gt ≡ At + Bt Ft
[23]
Más aun, usando [21] en [20] e identificando términos resulta
~ +B
~ +B
~ F )'V ( A
~F)
Vt ≡ Qt + N t Ft + F 't N t + F 't Rt Ft + δ ( A
t
t t
t +1
t
t t
[24]
Finalmente, las ecuaciones de arriba [11], [12], [14], [15], [17]–[19], [22], [23] y [24]
definen un mapping de (G t+1 , V t+1 ) a (G t , V t ), el cual también determina F t . La solución
al problema es un punto fijo (G,V) del mapping y una correspondiente F. La cual se
puede obtener como el límite de (G t , V t ) para cuando t→-∞. La solución entonces
satisface la correspondiente matriz de ecuaciones de estado estacionario.
De este modo el instrumento it y las variables forward-looking xt serán funciones
lineales de la forma
it = FX t
[25]
xt = GX t
[26]
donde la correspondientes matrices F y G satisfacen las respectivas ecuaciones
de estado estacionario. La matriz F puede llamarse la función de política o la función de
reacción de equilibrio. La ecuación resultante para X t es
X t +1 = MX t + Cε t +1
[27]
donde
~+B
~F
M ≡A
~ ~
~ ~
~ ~
A y B son los puntos fijos del mapping de ( At +1 , Bt +1 ) a ( At , Bt ).
16
Hasta aquí, Svensson (2005) deriva una función de reacción de equilibrio, que
tiene como variable dependiente un vector de instrumentos y como variables
independientes las variables de estado en el período t. Sin embargo, la anterior es una
solución general, y consecuentemente, es preciso especificar las variables a incluir en
las matrices, especialmente aquellas que se encuentran en la función de reacción. En
concordancia con investigaciones anteriores para el contexto latinoamericano (Moron y
Winkelried (2003); Aboal y Lorenzo (2005)), en este estudio se parte del modelo de
mecanismos de transmisión de economía abierta propuesto en Svensson (2000). De
esta manera se tomará este modelo teórico como un punto de partida que provea las
variables relevantes, sus mecanismos de transmisión, y aquellas variables presentes en
la función de reacción a estimar. Este enfoque se basa en las siguientes ecuaciones
que se detallan en los párrafos siguientes.
II.1. La Oferta Agregada (Curva de Phillips)
La curva de oferta agregada se representada por la ecuación
[
]
π `t + 2 = α π π t +1 + (1 − α π )π t +3 t + α y yt + 2 t + β y ( yt +1 − yt +1 t ) + α q qt + 2 t + ε t + 2
[28]
Para cualquier variable x , xt +t t denota Eτ xτ +τ , la expectativa racional de xτ +τ en el
período (año) τ + τ , condicional en la información disponible en el período t . Más aún,
π t denota la inflación doméstica (en logaritmos) en el período t .
La brecha del producto y t , se define como
y t ≡ y td − y tn ,
[29]
donde y td es la demanda agregada (log) y y tn es el (log) nivel de producto natural.
Este último se supone exógeno y estocástico siguiendo
y tn+1 = γ yn y tn − η tn+1
[30]
donde el coeficiente 0 ≤ γ yn < 1 y η tn+1 es un shock sin correlación serial de media
cero al nivel de producto natural (shock de productividad). La variable qt es el (log) tipo
de cambio real, definido como
17
qt ≡ st + pt* − pt
[31]
donde pt es el (log) nivel de precios de los bienes domésticamente producidos,
pt* el (log) nivel de precios en el resto del mundo (medidos como desviaciones de sus
correspondientes tendencias) y st denota el (log) tipo de cambio nominal (medido como
la desviación de una tendencia constante, la diferencia entre el objetivo de inflación
doméstica y la media de la inflación foránea; el tipo de cambio real será constante en
equilibrio). El término ε t + 2 es un shock de inflación de media cero i.i.d. (shock de
presión de costos). Los coeficientes α π , α y , β y y α q son constantes y positivos, y en
particular α π y β y son menores a uno. El término qt + 2 t en la ecuación [28] representa el
efecto de los costos esperados de los insumos importados.
La inflación π tc , medida a través del Índice de Precios al Consumidor (IPC),
cumple con
π tc = (1 − w)π t + wπ t f = π t + w(qt − qt −1 )
[32]
donde 0 ≤ w < 1 es la participación de los insumos importados en el IPC y
π t denota la inflación doméstica de bienes importados foráneos, la cual cumple con
f
p t f = ptf − ptf−1 = p t* + st − st −1 = p t + qt − qt −1
donde
ptf = pt* + st
[33]
es el log precio en moneda doméstica de bienes foráneos importados, y
p = pt* − pt*−1 es la inflación externa. De esta manera, se asume que no existe rezago
en el pass-through de los costos de importaciones a los precios domésticos de bienes
importados.
*
t
II.2. La Demanda Agregada
La demanda agregada para los bienes producidos internamente está dada por la
siguiente ecuación (expresada en términos de brecha del producto)
18
y `t +1 = β y y t − β ρ ρ t +1 t + β y* y t*+1 t + β q qt +1 t − (γ yn − β y ) y tn + η td+1 − η tn+1
[34]
donde y t* es el (log) ingreso en el resto del mundo. Todos los coeficientes son
constantes y no negativos, con 0 ≤ β y < 1 , y η td+1 es un shock de demanda i.i.d. con
media cero.
La variable ρ t se define como
∞
ρ ≡ ∑ ρτ +τ τ
[35]
τ =0
donde rt , la tasa de interés real de corto plazo medida como la desviación de una
media constante (la tasa de interés real natural).
En particular, esta cumple con la condición
rt ≡ itn − π t +1 t
[36]
donde itn es la tasa de interés nominal de corto plazo. De acuerdo a Svensson
ésta es medida como la desviación de la suma del objetivo de inflación y la tasa de
interés real natural. Sin embargo para el análisis empírico, se mide como la desviación
de la tasa de interés monetaria nominal de su tendencia de largo plazo. En éste modelo
teórico, la tasa de interés nominal es el instrumento del banco central, lo que no se
aplica para el análisis empírico como se verá más adelante.
La demanda agregada esta predeterminada con un período de adelanto. Depende
de expectativas rezagadas de tasas de interés reales futuras acumuladas, el ingreso en
el resto del mundo y tipo de cambio real.
El tipo de cambio cumple la condición de paridad de tasas de interés real
itn − it* = st +1t − st + ϕ t
[37]
donde it* es la tasa de interés nominal externa y ϕ t es la prima de riesgo
cambiario. Para poder eliminar el tipo de cambio no estacionario, se emplea la ecuación
[31] para reescribir esto como una condición de paridad de tasa de interés real
19
qt +1 t = qt + itn − π t +1 t − it* + π t*+1 t − ϕ t
[38]
Siguiendo a Svensson (2000), se asume que la inflación externa y el ingreso del
resto del mundo siguen procesos estacionarios univariados AR(1)
π t*+1 = γ π* π t* + ε t*+1
[39]
yt*+1 = γ *y yt* + η t*+1
[40]
ϕ t +1 = γ ϕ ϕ t + ε ϕ ,t +1
[41]
donde los coeficientes son no negativos y menores a la unidad, y los shocks son
i.i.d. de media cero.
Adicionalmente se asume que la tasa de interés externa sigue una regla a la
Taylor, siendo una función linear de la inflación externa y el producto
it* = f π*π t* + f y* + ε it*
[42]
donde los coeficientes son constantes y positivos, y ε it* es un shock i.i.d. de media
cero. Las especificaciones de las variables exógenas son escogidas por simplicidad.
Desde luego, las variables exógenas pueden presentar correlación cruzada de maneras
más generales sin causar ninguna dificultad, y variables adicionales pueden ser
introducidas para representar el estado del resto del mundo.
20
III. RESULTADOS
A partir de las consideraciones se la sección anterior se aplica al contexto de
Bolivia un modelo compuesto de una ecuación de oferta agregada [28], una ecuación
de precio (IPC) [32], una ecuación de demanda agregada [34], las definiciones dadas
por las expresiones [35] y [36], la paridad de tasa de interés real [38], y las ecuaciones
para las variables exógenas: inflación externa [39], producto [40], la prima de riesgo de
tipo de cambio [41] y la tasa de interés externa [42]. Las variables del vector del modelo
fueron las siguientes:
X t = (π t , y t , π t* , y t* , it* , ϕ t , y tn , qt −1 , itn−1 , π t +1 t )'
[43]
Yt = (π tc , y t , qt )'
[44]
xt = (qt , ρ t , π t + 2 t )'
[45]
it = (itn−1 , ∆st )'
[46]
vt = (ε t ,η td − η tn y t , π t* , y t* , it* , ϕ t , y tn , qt −1 , itn−1 , π t +1 t )'
[47]
De acuerdo a lo anterior, la función de reacción estimable queda expresada de la
siguiente forma:
it = f π π t + f y y t + f π * π t* + f y* y t* + f i* i *t + f ϕ ϕ t + f y n y tn + f q qt −1 + f i itn−1 + f Eπ π t +1 t
[48]
III.1. Política Monetaria
Partiendo de la función de reacción estimable descrita, se estimó la función de
reacción propuesta considerando que ésta es un vector de instrumentos en función de
un vector de variables de estado.
En Bolivia la política monetaria se ha efectuado considerando metas intermedias
de cantidad de CIN y RIN principalmente para mantener una inflación baja y estable,
21
aunque en Bolivia no existe un régimen de inflation targeting explícito. Uno de los
principales instrumentos de la política monetaria en Bolivia han sido las operaciones de
mercado abierto. Este mecanismo ha operado en Bolivia poniendo a disposición del
público montos de títulos fijados por la autoridad monetaria quedando la tasa de interés
determinada por la interacción de la oferta y la demanda de estos títulos en el mercado.
Consecuentemente, para describir la instrumentación de las operaciones de mercado
abierto, en este estudio se utiliza la tasa de interés de política monetaria4, como una de
las variables del vector de instrumentos. Sin embargo, es importante notar que en el
caso boliviano la tasa de interés no es el instrumento de política monetaria como en
otras economías (por ejemplo Estados Unidos o Chile en el contexto latinoamericano).
Por otra parte, las variables de estado incluidas en esta primera ecuación fueron la
brecha de inflación y la brecha del producto, ambas contemporáneas y proyectadas
utilizando modelos simples y parsimoniosos de oferta y demanda agregadas.
La estimación de la brecha del producto se realizó a partir de la ecuación [29]
y t ≡ y td − y tn , donde y td es la demanda agregada (log), mientras que y tn es el (log) nivel
de producto natural, estimado usando el filtro de Hodrick-Prescott (HP) como método de
suavización para obtener estimaciones del componente de largo plazo de una serie.
Este filtro es un filtro lineal que computa la serie suavizada s de y minimizando la
varianza de y alrededor de s, y sujeta a un parámetro de penalización que restringe la
segunda diferencia de s. Esto significa que el filtro HP escoge s para minimizar:
T
T −1
t =1
t =2
∑ ( yt − st ) 2 + λ ∑ ((st +1 − st ) − (st − st −1 )) 2
[49]
Un parámetro de penalización controla el grado de suavizamiento de las series; a
mayor λ más suavizada la serie que se aproxima a una tendencia lineal. Para la
estimación del producto natural se utilizó λ=1600, valor recomendable para datos en
frecuencia trimestral.
4
Siguiendo a Orellana et. al (2000) esta variable es representada por la tasa de rendimiento de los títulos
del BCB. Hasta 1994 esta tasa corresponde a los Certificados de Depósito (CD) del BCB a 91 días en
moneda extranjera y, a partir de ese año, a las Letras de Tesorería (LT) a 91 días en la misma moneda.
22
La estimación de la brecha de inflación se realizó de manera análoga. En la Figura
1 se grafican ambas series. Si bien la política monetaria en Bolivia no explicita una
inflación objetivo, la brecha de inflación provee información sobre presiones
inflacionarias por encima de su tendencia de largo plazo.
Figura 1: Brecha del Producto y Brecha de la Inflación en Bolivia, 1990-2004
(porcentaje respecto a tendencia)
8
6
4
2
0
-2
-4
Brecha del Producto
Mar-04
Mar-03
Mar-02
Mar-01
Mar-00
Mar-99
Mar-98
Mar-97
Mar-96
Mar-95
Mar-94
Mar-93
Mar-92
Mar-91
Mar-90
-6
Brecha de la inflación
Fuente: Elaboración propia en base a datos del Banco Central de Bolivia e
Instituto Nacional de Estadística
Como ya fue mencionado, es de esperarse que las tasas de interés tengan efecto
sobre la actividad económica, consecuentemente sobre la demanda agregada, y
finalmente sobre el nivel de precios. Este mecanismo podría tener efectos sobre las
tasas de interés del sistema bancario. La Figura 2 muestra la evolución de las tasas de
interés nominal y real, y de la tasa de inflación, la variable declarada como el principal
objetivo de la autoridad monetaria de Bolivia.
23
Figura 2: Tasa de Interés Monetaria Nominal, Tasa de Interés Monetaria Real
e Inflación a doce meses en Bolivia 1991-2006
30
25
20
15
10
5
0
-5
-10
Tasa de Interés Monetaria Real
"Inflación"
Jan-06
Jan-05
Jan-04
Jan-03
Jan-02
Jan-01
Jan-00
Jan-99
Jan-98
Jan-97
Jan-96
Jan-95
Jan-94
Jan-93
Jan-92
Jan-91
-15
Tasa de Interés Monetaria Nominal
Fuente: Elaboración propia en base a datos del Banco Central de Bolivia e
Instituto Nacional de Estadística
De las variables propuestas en la función de reacción teórica, las variables de
estado incluidas en una primera ecuación ante las que la política monetaria podría
haber reaccionado fueron: la brecha del producto y la brecha de inflación así como los
pronósticos de estas variables (ver Figuras 3 y 4).
24
Figura 3: Tasa de Interés Monetaria Nominal, Tasa de Interés Monetaria Real
y Brecha del Producto (porcentaje) en Bolivia 1990-2004.
20
3
15
2
10
1
5
0
0
-1
-5
Mar-04
Mar-03
Mar-02
Mar-01
Mar-00
Mar-99
Mar-98
Mar-97
Mar-96
Mar-95
Mar-94
Mar-93
-3
Mar-92
-15
Mar-91
-2
Mar-90
-10
Tasa de Interés Monetaria Nominal
Tasa de Interés Monetaria Real
Brecha del Producto
Fuente: Elaboración propia en base a datos del Banco Central de Bolivia e
Instituto Nacional de Estadística
25
Figura 4: Tasa de Interés Monetaria Nominal, Tasa de Interés Monetaria Real
y Brecha del Inflación (porcentaje) en Bolivia 1990-2004
-6
Tasa de Interés Monetaria Nominal
Tasa de Interés Monetaria Real
Mar-04
-15
Mar-03
-4
Mar-02
-10
Mar-01
-2
Mar-00
-5
Mar-99
0
Mar-98
0
Mar-97
2
Mar-96
5
Mar-95
4
Mar-94
10
Mar-93
6
Mar-92
15
Mar-91
8
Mar-90
20
Brecha de Inflación
Fuente: Elaboración propia en base a datos del Banco Central de Bolivia e
Instituto Nacional de Estadística
Estos pronósticos se construyeron siguiendo la metodología utilizada en Gonzalez
y Tejada (2006) para el caso chileno, en el que se aplicó las restricciones de la
economía (Aksoy et al. (2002)) para la proyección condicional de la inflación y la brecha
del producto, utilizando un esquema de oferta agregada (OA)/demanda agregada (DA)
dadas por las ecuaciones
π t +1 = π t + f ( ~y t ) + vt +1
[50]
~
y t +1 = θ~
y t + h(it − π t ) + h t +1
[51]
Esta aproximación es similar al modelo que actualmente utiliza el Banco Central
de Chile para la proyección de la inflación y la brecha del producto, manteniendo los
fundamentos en una versión más parsimoniosa. Éste supone que la inflación en la
relación OA se explica por su pasado y por un rezago de la brecha del producto; y
considerando una economía abierta al comercio internacional, la brecha del producto en
26
la relación DA, estaría explicada por su pasado, por la tasa de interés real promedio
sobre los cuatro períodos anteriores, y por la brecha entre el tipo de cambio real
observado y su nivel de equilibrio de largo plazo (véase el Anexo 1).
La primera ecuación estimada del vector de la ecuación [48] fue la tasa de interés
monetaria nominal, en función de la brecha de inflación y brecha de producto así como
de sus proyecciones:
it = β 0 + f π π t + f y y t + f Eπ π t +1 t + f E y y t +1 t + ε t
[52]
donde it representa la tasa de interés monetaria nominal (medida como
porcentaje respecto a una tendencia de largo plazo); π t es la brecha de inflación, yt es
la brecha del producto, π t +1 t es la proyección a un año de la brecha de inflación y yt +1 t
es la proyección a un año de la brecha del producto.
Los datos utilizados para la estimación de esta ecuación son de frecuencia
trimestral y abarcan el período comprendido entre el primer trimestre de 1991 al cuarto
trimestre de 2003 como una muestra ajustada que incluye 52 observaciones (Tabla 1).
Siguiendo a Orellana et al. (2000), se empleó como medida de la tasa de interés
monetaria nominal a la tasa de interés de bonos del tesoro y letras del tesoro a noventa
días en moneda extranjera, medida como desviación en porcentaje respecto a una
tendencia de largo plazo. La brecha del producto fue calculada en base a la diferencia
porcentual de la tasa de crecimiento anual del Producto Interno Bruto (PIB) a doce
meses respecto a su tendencia de largo plazo. Por último, la brecha de la inflación se
estimó como la diferencia de la inflación a doce meses respecto a una tendencia de
largo plazo.
27
Tabla 1: Estimación (mínimos cuadrados) de la tasa de interés
monetaria nominal, período: 1Q-1991/4Q2003
Variable
C
INFGAP
OUTPUTGAP
INFGAPF(4)
OUTPUTGAPF(4)
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
-0,560801
0,703476
-1,003473
-3,915693
5,968225
0,271685
0,120434
0,236018
1,550407
1,151332
-2,064162
5,841159
-4,251675
-2,525590
5,183758
0,0445
0,0000
0,0001
0,0150
0,0000
0,568038
0,531275
1,837747
158,7338
-102,8004
1,199550
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
-0,173424
2,684274
4,146170
4,333789
15,45146
0,000000
Los resultados de la estimación muestran que si bien la política monetaria se ha
guiado por un esquema de metas intermedias de cantidad, cuando la tasa de inflación a
doce meses se incrementó en 1% la tasa de interés monetaria de los instrumentos
empleados en las operaciones de mercado abierto aumentó en 0,7% respecto a su
tendencia. En cuanto a las variables brecha del producto y proyecciones de las brechas
del producto e inflación los resultados son menos claros dado que la tasa de interés
habría reaccionado negativamente en 1% cuando se produjeron incrementos
contemporáneos en la brecha del producto y negativamente ante la inflación esperada a
un año en 3,91%. Asimismo, esta tasa habría reaccionado positivamente en 5% cuando
se daban incrementos en la inflación esperada. Estos resultados evidenciaron un efecto
contemporáneo más claro y consistente con definiciones de política monetaria basadas
en el comportamiento de las variables de interés del período corriente, mientras que no
reaccionaron sustancialmente respecto a las variables proyectadas en un horizonte de
un año.
28
III.2. Política Cambiaria
De modo similar al procedimiento anterior, asumimos que el instrumento es la
política cambiaria entendida como la tasa de depreciación del tipo de cambio nominal
(ver Figura 5) de acuerdo a Leiderman et al. (2006).
En Bolivia, la política monetaria en general se ha efectuado considerando como
objetivo principal el mantenimiento de una inflación baja y estable, pero también
considerando un objetivo de mantenimiento de la competitividad subordinado al
anterior, entendiéndose por competitividad al mantenimiento de un tipo de cambio real
competitivo. Por lo tanto, la política cambiaria ha seguido, desde hace más de veinte
años, un régimen de crawling-peg. Dado el nivel de dolarización de la economía
boliviana, el tipo de cambio se trasforma en una variable clave en la determinación y
evolución del nivel general de precios ante el posible efecto traspaso (ver Mendieta y
Escobar (2006) para un análisis de este efecto en el caso boliviano).
Figura 5: Inflación y Tasa de Depreciación en Bolivia 1991-2006
30
25
20
15
10
5
0
Inflación
Jan-06
Jan-05
Jan-04
Jan-03
Jan-02
Jan-01
Jan-00
Jan-99
Jan-98
Jan-97
Jan-96
Jan-95
Jan-94
Jan-93
Jan-92
Jan-91
-5
Depreciación del tipo de cambio nominal
Fuente: Elaboración propia en base a datos del Banco Central de Bolivia e
Instituto Nacional de Estadística
29
En particular, para el caso de la política cambiaria se incluyó como variables
explicativas las brechas de inflación y del producto (ambas contemporáneas), la
variación del tipo de cambio real, medido como el Índice de Tipo de Cambio Real
Multilateral, y el nivel de reservas internacionales, medido en logaritmos por una
cuestión de escala. La inclusión de esta última variable también se debe a que es
declarada como una meta intermedia (Figuras 6 y 7).
Figura 6: Tasa de Depreciación del Tipo de Cambio Nominal y Tipo de
Cambio Real (log) en Bolivia 1990-2004
16
4.75
14
4.70
4.65
12
4.60
10
4.55
8
4.50
6
4.45
4.40
4
4.35
Depreciación del Tipo de Cambio Nominal
Mar-03
Mar-02
Mar-01
Mar-00
Mar-99
Mar-98
Mar-97
Mar-96
Mar-95
Mar-94
Mar-93
4.25
Mar-92
0
Mar-91
4.30
Mar-90
2
Logaritmo del Indice de Tipo de Cambio Real Efectivo
Fuente: Elaboración propia en base a datos del Banco Central de Bolivia.
30
Figura 7: Tasa de Depreciación del Tipo de Cambio Nominal y Brecha de
Inflación en Bolivia 1990-2004
16
8
14
6
12
4
10
2
8
0
6
-2
4
Depreciación del Tipo de Cambio Nominal
Brecha de Inflación
Mar-03
Mar-02
Mar-01
Mar-00
Mar-99
Mar-98
Mar-97
Mar-96
Mar-95
Mar-94
Mar-93
-6
Mar-92
0
Mar-91
-4
Mar-90
2
Series3
Fuente: Elaboración propia en base a datos del Banco Central de Bolivia.
A continuación se presentan los resultados de la estimación de una segunda
ecuación de la tasa de depreciación del tipo de cambio nominal ( crawl t = st − st − 4 ), en
función de la brecha de inflación ( π t ) y del producto ( yt ), del tipo de cambio real ( reert )
y del de las reservas internacionales ( lrint ,en logs). Esta especificación proviene de la
ecuación [48], similar a la encontrada en Leiderman et al. (2006).
crawl t = 49,0405 + 0,1032π t − 0,1984 y t − 0,2419reert − 2,9145lrin t + e t
[53]
Los datos utilizados para la estimación de esta segunda ecuación son de
frecuencia trimestral y abarcan el período comprendido entre el primer trimestre de
1991 y el tercer trimestre de 2004 con una muestra ajustada que incluye 55
observaciones. Como medida de la tasa de depreciación se utilizó la variación a doce
meses del tipo de cambio nominal de venta a fin de período (Tabla 2).
31
Tabla 2: Estimación (mínimos cuadrados) de la tasa de depreciación
del tipo de cambio nominal, período: 1Q-1991/3Q2004
Variable
C
INFGAP
OUTPUTGAP
REER
LRIN
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
49,04048
0,103169
-0,198351
-0,241976
-2,914516
4,233790
0,082571
0,177676
0,039771
0,363211
11,58312
1,249459
-1,116361
-6,084166
-8,024301
0,0000
0,2173
0,2696
0,0000
0,0000
0,701154
0,677246
1,491064
111,1636
-97,39254
0,617743
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
6,815731
2,624583
3,723365
3,905850
29,32751
0,000000
La estimación muestra que la política cambiaria en Bolivia ha reaccionado
aumentando el ritmo de depreciación en 0,10 % cuando la diferencia entre la inflación
observada y su tendencia ha sido de 1%. Complementariamente se observa que ha
respondido con un incrementando el ritmo de depreciación en 2,1% en respuesta a
reducciones de 1% en las reservas internacionales netas, y de 0,24% cuando se ha
verificado una disminución de 1 % en el índice de tipo de cambio multilateral.
32
IV. DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES
Aunque ampliamente extendidos en el mundo de los países desarrollados e
incluso de los países emergentes, solamente existe un estudio de reglas de política
monetaria para el caso boliviano (Leiderman et al. 2006). El presente trabajo intenta
contribuir en esta línea de investigación con el propósito de lograr una mayor
comprensión de los factores determinantes en el manejo de los instrumentos de política
definidos por la autoridad monetaria.
La economía boliviana comparte algunas características con economías de países
emergentes para los cuales se ha intentado analizar la conducción de las políticas
monetarias, intentando adaptar los desarrollos teóricos más recientes relacionados a la
temática. Esta similitud resulta relevante, al momento de especificar el modelo teórico y
la estrategia de estimación econométrica que capture los elementos esenciales e
introduzca las particularidades necesarias para una especificación apropiada.
En este trabajo se especifican dos funciones de reacción plausibles de describir la
política monetaria en Bolivia. Estas funciones de reacción capturan los instrumentos de
política monetaria y cambiaria más relevantes así como las variables más importantes
ante las que podrían haber reaccionado estos instrumentos. Los resultados obtenidos
son aceptablemente consistentes con los objetivos de política monetaria declarados por
la autoridad monetaria. En particular se observa que la autoridad monetaria ha
reaccionado de la manera esperada mediante el uso de la tasa de interés en una
correlación positiva ante variaciones de la brecha de inflación. Sin embargo, los
resultados son menos claros en el caso de política cambiaria, en particular respecto a la
brecha de inflación, aunque son más consistentes con la reacción esperada ante
variaciones del tipo de cambio real y de las reservas internacionales, en línea con los
argumentos normalmente esperados respecto a que el ritmo de depreciación aumente
cuando se verifican disminuciones de las reservas internacionales y cuando el tipo de
cambio real se encuentre apreciándose.
Dado que las investigaciones sobre el tema son escasas en general para países
altamente dolarizados y casi inexistentes para el caso boliviano, los resultados
33
encontrados contribuyen con la discusión de las reglas de política monetaria en Bolivia
y presentan un aparato conceptual que puede ser empleado para futuras
investigaciones. En particular, debe mencionarse como una posible arista a desarrollar
el planteamiento de un modelo econométrico compatible con una estrategia de
estimación conjunta para los instrumentos analizados. Los resultados relativamente
contradictorios respeto al manejo de la política cambiaria podrían eventualmente ser
subsanados al considerar la interacción entre ésta y la tasa de interés.
Por lo tanto, este estudio debe entenderse como una contribución inicial al
desarrollo de un aparato conceptual apropiado para el análisis de la conducción de la
política monetaria en Bolivia.
34
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University, Lecture Notes.
TAYLOR, J. (1993), “Discretion versus policy rules in practice”, CarnegieRochester Conference Series on Public Policy 39, pp. 195-214.
WOODFORD, M. (2001). “The Taylor Rule and optimal monetary policy”, Princeton
University Working Paper.
36
ANEXO 1: SÍNTESIS DEL MODELO TEÓRICO DE MECANISMOS DE TRANSMISIÓN
DE LA POLÍTICA MONETARIA PARA ECONOMÍA PEQUEÑA Y ABIERTA
(SVENSSON 1999)
Oferta Agregada
Índice de Precios al
Consumidor
[
]
π `t + 2 = α π π t +1 + (1 − α π )π t +3 t + α y yt + 2 t + β y ( yt +1 − yt +1 t ) + α q qt + 2 t + ε t + 2
π tc = (1 − w)π t + wπ t f = π t + w(qt − qt −1 )
y`t +1 = β y yt − β ρ ρ t +1 t + β y* yt*+1 t + β q qt +1 t − (γ yn − β y ) ytn + η td+1 − η tn+1
∞
Demanda Agregada
ρ ≡ ∑ ρτ +τ τ
τ =0
rt ≡ it − π t +1 t
Condición de paridad de tasas
de interés real
Inflación Foránea
qt +1 t = qt + it − π t +1 t − it* + π t*+1 t − ϕt
Producto Foráneo
yt*+1 = γ *y yt* + η t*+1
Prima de Riesgo Cambiario
Función de Pérdida del Banco
Central
Vector n X de variables
predeterminadas
Vector n Y de variables
objetivo
Vector n x de variables forward
looking
Vector n i de instrumentos
(variables de control)
Vector de Shocks
Función de política o la
función de reacción de
equilibrio
ϕ t +1 = γ ϕ ϕ t + ε ϕ ,t +1
π t*+1 = γ π* π t* + ε t*+1
Lt = ( µ tcπ tc 2 + λyt2 + µ q qt2 ) 2
X t = (π t , yt , π t* , yt* , it* ,ϕt , ytn , qt −1 , it −1 , π t +1 t )'
Yt = (π tc , y t , qt )'
xt = (qt , ρ t , π t + 2 t )'
it = (it , st )'
vt = (ε t ,η td − η tn y t , π t* , y t* , it* , ϕ t , y tn , qt −1 , itn−1 , π t +1 t )'
it = f π π t + f y y t + f π * π t* + f y* y t* + f i* i *t + f ϕ ϕ t + f y n y tn + f q qt −1 + f i it −1 + f Eπ π t +1 t
37
ANEXO 2: VARIABLES DEL MODELO, DEFINICIONES Y FUENTES
Ecuación de Política Monetaria
Datos
Descripción
Fuentes
INTNOM
Tasa de Interés
Monetaria Nominal
Tasa de interés de Bt´s hasta 1994 y
Lt´s a noventa días en moneda
extranjera , medida como desviación en
porcentaje respecto a una tendencia de
largo plazo calculada mediante el uso
de un filtro de Hodrick-Prescott
Elaboración del autor en base a
datos del Banco Central de Bolivia
INFGAP
Brecha de la Inflación
Calculada en base a la diferencia
porcentual de la inflación a doce meses
respecto a una tendencia de largo plazo
estimada mediante el uso de un filtro de
Hodrick-Prescott.
Elaboración del autor en base a
datos del Instituto Nacional de
Estadísticas
OUTPUTGAP: Brecha
del Producto
Calculada en base a la diferencia
porcentual de la tasa de crecimiento
anual del Producto Interno Bruto a doce
meses respecto a una tendencia de
largo plazo estimada mediante el uso
de un filtro de Hodrick-Prescott.
Elaboración del autor en base a
datos del Instituto Nacional de
Estadísticas
INFGAPF:
Brecha de la Inflación
Proyectada a cuatro
trimestres
Calculada en base a ecuaciones de
oferta y demanda agregadas
Cálculos del autor en base a
Gonzalez y Tejada (2006)
OUTPUTGAPF
Brecha del Producto
Proyectada a cuatro
trimestres
Calculada en base a ecuaciones de
oferta y demanda agregadas
Cálculos del autor en base a
Gonzalez y Tejada (2006)
38
Ecuación de Política Cambiaria
Datos
Descripción
Fuentes
CRAWL
Depreciación del Tipo de
Cambio Nominal
Tasa de depreciación a doce meses
calculada en base al tipo de cambio de
venta a fin de período del Banco
Central de Bolivia
Elaboración del autor en base a
datos del Banco Central de Bolivia
(INFGAP)
Brecha de la Inflación
Calculada en base a la diferencia
porcentual de la inflación a doce meses
respecto a una tendencia de largo plazo
estimada mediante el uso de un filtro de
Hodrick-Prescott.
Elaboración del autor en base a
datos del Instituto Nacional de
Estadísticas
(OUTPUTGAP)
Brecha del Producto
Calculada en base a la diferencia
porcentual de la tasa de crecimiento
anual del Producto Interno Bruto a doce
meses respecto a una tendencia de
largo plazo estimada mediante el uso
de un filtro de Hodrick-Prescott.
Elaboración del autor en base a
datos del Instituto Nacional de
Estadísticas
(REER)
Índice de Tipo de
Cambio Real Multilateral
Efectivo
Índice de Tipo de Cambio Real Efectivo
calculado por el Banco Central de
Bolivia
Banco Central de Bolivia
LRIN
Reservas
Internacionales Netas
(log)
Calculada como el logaritmo de las
reservas internacionales en bolivianos
al tipo de cambio
Banco Central de Bolivia
39
ANEXO 3: PRUEBAS DE RAÍZ UNITARIA
Resultados Prueba ADF
Niveles
Variable
Muestra
t
Rezagos
Int
Tend
VC
Mc Kinnon
Orden
Integr.
0
INTNOM
1990.2-2004.3
0
-2,817
-1,613181
INFGAP
1992.2-2004.4
4
-2,319
-1,612725
0
OUTPUTGAP
1992.3-2004.3
1
-2,886
-1,613122
0
INFGAPF
1992.2-2004.4
0
-4,359
-1,612725
0
OUTPUTGAPF
1992.2-2004.4
0
-3,107
-1,612725
0
CRAWL
1991.3-2004.4
1
REER
1991.2-2004.4
0
LRIN
1991.2-2004.4
X
0
X
Primeras Diferencias
Rezagos
Int
t
VC
Mc Kinnon
Orden
Integr.
Tend
-3,006
-2,596116
0
10,702
-1,612999
1
1
-3,723
-1,61265
0
-2,593551
1
0
-2,913
-1,612999
0
t
VC
Mc Kinnon
Orden
Integr.
-2,723
-1,612725
0
-2,386
Resultados Prueba Phillips - Perron (PP)
Niveles
Variable
Muestra
t
Rezagos
Int
Tend
VC
Mc Kinnon
Orden
Integr.
0
INTNOM
1990.2-2004.3
0
-3,233
-1,613181
INFGAP
1991.2-2004.4
0
-3,218
-1,61300
0
OUTPUTGAP
1990.2-2004.3
0
-5,712
-1,613181
0
INFGAPF
1990.2-2004.4
0
-6,082
-1,612725
0
OUTPUTGAPF
1990.2-2004.4
0
-3,107
-1,612725
0
CRAWL
1991.2-2004.4
0
-2,127
-1,612999
0
REER
1991.3-2004.4
0
10,011
-1,612999
1
LRIN
1991.2-2004.4
0
-3,079
-2,593551
0
X
Primeras Diferencias
Rezagos
0
Int
Tend
Valores críticos de Mc Kinnon al 10% de significancia
40
ANEXO 4: ECUACIONES PARA LOS PRONÓSTICOS DE LAS BRECHAS DEL
PRODUCTO E INFLACIÓN
Brecha del Producto
Dependent Variable: OUTPUTGAP
Method: Least Squares
Sample (adjusted): 1992Q1 2004Q3
Included observations: 51 after adjustments
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
OUTPUTGAP(-4)
REALMON(-4)
0,159572
0,080445
0,132872
0,046516
1,200946
1,729409
0,2355
0,0900
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
0,059782
0,040594
1,167425
66,78112
-79,24053
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Durbin-Watson stat
-0,141334
1,191866
3,185903
3,261661
1,300367
3
2
1
0
3
-1
2
-2
1
-3
0
-1
-2
-3
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04
Residual
Actual
Fitted
41
Brecha de Inflación
Dependent Variable: INFGAP
Method: Least Squares
Sample (adjusted): 1992Q1 2004Q4
Included observations: 52 after adjustments
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
INFGAP(-4)
OUTPUTGAP(-4)
-0,157519
-0,025857
0,129744
0,279362
-1,214075
-0,092557
0,2304
0,9266
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
0,016731
-0,002934
2,358331
278,0863
-117,3787
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Durbin-Watson stat
-0,309449
2,354879
4,591488
4,666536
0,398544
8
4
8
0
4
-4
0
-8
-4
-8
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04
Residual
Actual
Fitted
42