en colombia, 1990 - 2007: un ejercicio

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Política monetaria y paridad de intereses
en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
Elizabeth Aponte Jaramillo*
Resumen
Este documento describe la política
monetaria aplicada en Colombia
durante el período 1990-2007 antes
de la crisis financiera mundial del
presente siglo y analiza la incidencia
que tuvo el resultado de dicha política
sobre la tasa de paridad de intereses.
Para probar la hipótesis de paridad
de intereses se plantea un modelo de
cointegración.
Desde 1991 el Banco de la República
es independiente. La política mone‑
taria se ha focalizado hacia el control
de la inflación y a partir de 1999 el
sistema del tipo de cambio es flexible.
Los resultados muestran que entre
1990 y 2007 Colombia redujo la tasa
de inflación de manera considerable
(de dos dígitos a uno) y disminuyó el
diferencial de intereses, pero no existe
evidencia sobre el cumplimiento de la
paridad de intereses.
Palabras clave
Política monetaria, estabilización eco‑
nómica, paridad de intereses.
Abstract
This document describes the mone‑
tary policy applied in Colombia during
1990-2007, before the financial world
crisis of this century, and analyzes the
impact of effects of this policy on inter‑
est rate parity. There is raised a cointe‑
gration model to test the hypothesis of
equality of interest during that period.
Since 1991 the Central Bank (Banco
de la República) is independent, the
monetary policy has been focused on
controlling inflation and since 1999 the
exchange rate system is flexible. The
results show that between 1990 and
2007 Colombia reduced inflation rate
from two digits to one, and decreased
interest rate differential, but there is no
evidence of reducing inflation rate sig‑
nificantly enough to fulfill interest parity.
* Doctora en Economía, Universidad de Oviedo. Editora Revista de Economía & Administración. Correo-e:
[email protected].
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
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Elizabeth Aponte Jaramillo
Key words
Monetary policy, economic stabili‑
zation, interest parity.
Clasificación J.E.L: E52, E63, E43,
E44, F32.
Introducción
A partir de la década del 90 Colombia
asumió dos reformas institucionales y
económicas de gran trascendencia, a
saber: internacionalización de la eco‑
nomía y banca central independiente.
La apertura internacional se dio a
través del desarrollo de tres reformas
de manera integrada: comercio ex‑
terior, sistema financiero y mercado
cambiario, todas con el propósito de
respaldar mejores condiciones para el
libre movimiento de bienes, servicios
y capitales.
Un hecho histórico fue el reconoci‑
miento por la Constitución de 1991
de la independencia del Banco de la
República. A partir de ese momento
la autoridad monetaria asumió con
liderazgo su papel y concibió, por
una parte, que una inflación baja es
importante para responder con precios
de competencia en los mercados inter‑
nacionales y por la otra, que la guía
del Fondo Monetario Internacional
recomienda moderación de precios.
El Banco de la República empezó a
tejer su política con una meta clara
y decidida: reducir la inflación de dos
dígitos a uno y convertir la política de
control de la inflación en el eje de las
metas macroeconómicas de Colombia.
La política de desinflación llevada a
cabo en Colombia desde 1991 pre‑
senta dos períodos diferenciados.
Hasta mediados de 1998 se trabajó
con un esquema de metas o rangos de
inflación por alcanzar en el largo pla‑
zo y tal como lo plantea Kalmanovitz
(2001a, 2001b) hubo desaciertos en
este manejo no solo porque la tasa de
inflación continuó en dos dígitos –aun‑
que inferior al indicador de principios
de la década– sino porque el uso de
la oferta monetaria como meta inter‑
media no resultó ser el instrumento
más adecuado para capturar los movi‑
mientos de la demanda monetaria y su
incidencia sobre las variables de trans‑
misión como son la tasa de interés del
mercado y el tipo de cambio nominal.
Desde finales de 1998, se comenzó
a trabajar con el método de inflación
objetivo (target inflation), es decir, con
metas interanuales sumándose así a
la estrategia monetaria adoptada por
un buen número de bancos centrales
en la década de los noventa.
Desde el 2000 el sistema de tipo de
cambio en Colombia es flexible. Se
tiene una línea de referencia para la
base monetaria y las señales de políti‑
ca monetaria se transmiten a través de
las tasas de interés de corto plazo del
Banco de la República, política que al
parecer ha contribuido positivamente
al descenso y moderación de la tasa
de inflación.
Es de esperar que en una economía
en la que la que los capitales fluyen
libremente, las tasas de interés in‑
ternacional y doméstica tiendan a
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
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Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
converger. En Colombia, a medida
que fue descendiendo la tasa de
inflación y se aplicaba el programa
de liberalización de la economía, se
presentó una reducción del diferencial
de intereses como una respuesta al
manejo de política económica que
respalda el comportamiento de las
variables monetarias. Como promedio
1990-2007 la diferencia entre la tasa
de interés interna y la tasa de interés
externa fue de 15,49 puntos dado que
hubo transformaciones importantes en
la aplicación de la política económica.
Es relevante indicar que durante el
período 1990-1998 el diferencial de
intereses fue de 24,86 puntos y en el
siguiente período de 1999-2007 este
diferencial se ubicó en 6,12 puntos
(Figura 1).
Figura 1. Diferencial de intereses en Colombia 1990-2007*
35,00
Diferencia en puntos porcentuales i-i*
30,00
25,00
20,00
15,00
10,00
5,00
0,00
Ene
90
-5,00
Ene
91
Ene
92
Ene
93
Ene
94
Ene
95
Ene
96
Ene
97
Ene
98
Ene
99
Ene
00
Ene
01
Ene
02
Ene
03
Ene
04
Ene
05
Ene
06
Ene
07
* Calculado como la diferencia entre las tasas de referencia del mercado colombiano, DTF y la Libor a un año
de maduración.
Fuente: Elaborado con los datos de “Series Estadísticas”, Banco de la República, www.banrep.gov.co/serieses‑
tadisticas y HSH Associates Financial Publishers, www.hsh.com/indices/fnmalibor.
El descenso de la inflación así como la
reducción del diferencial de intereses
durante los últimos años en Colombia
son hechos que dan una visión bastan‑
te positiva acerca del manejo de la po‑
lítica monetaria y reflejan una conexión
de mayor fluidez y certidumbre entre
la aplicación de la política económica
y el grado de respuesta de los agen‑
tes financieros que intervienen en el
mercado de capitales. Los diversos
1
agentes de la economía se han visto
beneficiados con las disposiciones
en materia de movilidad de capitales
ya que se flexibilizaron los requisitos
para los inversionistas nacionales (en
el país y en el exterior) y también para
los extranjeros, con un tratamiento
de igualdad entre estos agentes y
la eliminación de restricciones para
la inversión tanto de portafolio como
1
directa .
El tema de la movilidad de capitales en Colombia, su reglamentación, restricciones,
proceso
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
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Elizabeth Aponte Jaramillo
La convergencia de tasas de interés
se conoce en la literatura internacional
como paridad de intereses. Expresada
en forma de ecuación, la paridad de in‑
tereses plantea que en las economías
abiertas la tasa de interés interna debe
ser igual a la tasa de interés externa
ajustada por la variación del tipo de
cambio [i = i* + (et,m - et-1,m)]2. El cum‑
plimiento de la hipótesis de paridad de
intereses –según lo planteó el premio
Nobel de Economía Robert Mundell
en sus diversos artículos de la déca‑
da de los años sesenta– es una clara
señal de que una economía va por la
senda del equilibrio macroeconómico
y en ese sentido la balanza de pagos
y el saldo en reservas internacionales
tendrán el nivel óptimo deseado para
la economía.
Respecto al sector externo en pro‑
medio –según las estadísticas del
Banco de la República durante el
período de análisis– el déficit en
cuenta corriente fue de 597 millones
de dólares y la cuenta de capitales y
financiera presentó un superávit de
1.957 millones de dólares, dejando
así un saldo promedio y positivo en la
balanza de pagos de 1.360 millones
de dólares. Dados estos resultados,
el déficit en cuenta corriente podría
no ser motivo de preocupación; sin
embargo, el mismo Banco de la Re‑
pública consideró que la economía
colombiana aún se encontraba en una
posición de vulnerabilidad externa por
efecto de un monto superior de deuda
externa en relación al valor acumula‑
do en reservas internacionales netas
(Banco de la República, 2003). En
el resultado de la deuda externa hay
que anotar que el gobierno nacional
mantiene responsabilidades; desde
la independencia del Banco Central
el gobierno dejó de recibir recursos
procedentes de la emisión monetaria,
por lo cual en la financiación de sus
gastos el componente de empréstitos
internacionales es importante.
Este artículo describe la política mone‑
taria aplicada en Colombia durante el
periodo 1990-2007 con el objetivo de
observar la incidencia de dicha política
sobre la condición del equilibrio del
sector externo o tasa de paridad de
intereses.
Marco teórico
Política de estabilización
monetaria
La política de estabilización monetaria
en una economía abierta parte, según
Mundell (1960, 1961a, 1961b, 1962,
1963), del criterio de estabilidad y su
clasificación en interna y externa. La
primera tiene que ver con el empleo y
los precios y la segunda se relaciona
con el equilibrio de balanza de pagos.
Según el autor, el contexto de pleno
2 Si el mercado de capitales es perfecto no hay asimetrías de información y hay credibilidad en el manejo de la
política monetaria y cambiaria, las expectativas del tipo de cambio son claramente predecibles y por lo tanto,
la ecuación de paridad indicará una igualación estricta entre la tasa de interés interna y la externa.
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Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
empleo es un problema que debe
ser atendido por el gobierno en tanto
que los precios y la balanza de pagos
tienen un vínculo más estrecho con la
autoridad monetaria.
La aplicación de la política monetaria
tiene un dilema de elección porque
hay tres variables implícitas en este
juego: precios, tasa de interés y tipo
de cambio. Ahora bien, las tres no
pueden coexistir y deberá escogerse
entre variación en los precios internos
o en el tipo de cambio. Este criterio
conduce a la denominada trinidad im‑
posible que indica que no puede darse
al mismo tiempo libertad de capitales,
estabilidad cambiaria e independencia
de la política monetaria3.
Bajo este contexto, ambos mercados
(interno y externo) son objeto de la
influencia de dos variables esencia‑
les: las tasas de interés y los precios
relativos del comercio exterior (tipo de
cambio nominal). Con el supuesto de
que tanto la tasa de interés como los
precios internacionales están dados, la
tasa de interés interna es determinada
por el banco central a través del pro‑
ceso de otorgar liquidez a la economía
vía operaciones de mercado abierto
y en concordancia con el balance del
mercado de capitales. Respecto a los
precios relativos del comercio exterior,
sus variaciones solo pueden resultar
de cambios en el nivel de precios in‑
ternos o en el tipo de cambio.
131
Desde el punto de vista del mercado
externo, la tasa de interés y el tipo de
cambio son dos variables que defi‑
nen una combinación de equilibrios
de balanza de pagos. Por una parte,
para cualquier tasa de interés dada
un incremento en el nivel de precios
o una apreciación del tipo de cambio
deteriora el equilibrio de la balanza
de pagos; y por el otro, para cualquier
tasa de cambio dada un incremento en
la tasa de interés mejora el saldo de la
balanza de pagos.
Para que el sistema económico esté
en equilibrio se requiere también de
equilibrio en el mercado de bienes y
servicios (balance de comercio igual
a exceso de ahorro sobre inversión).
Una elevación en el nivel de precios
o en la tasa de cambio desmejora el
balance del comercio en tanto que des‑
censos en la tasa de interés influencian
positivamente el gasto de inversión.
Las reacciones de los mercados a los
shocks de las variables esenciales
del equilibrio (tasa de interés y tipo de
cambio) dependen del libre mercado
y de la política de estabilización del
banco central. Cuán libre y fluido es
el mercado en general, pero principal‑
mente el de capitales y cómo orienta
y efectúa el banco central su política,
primordialmente en torno al sistema de
tipo de cambio, es el juego económico
que logra o no restablecer el equilibrio,
definir la velocidad del ajuste y su
3 Ver para el caso colombiano a Clavijo (1994) y Gómez (2006).
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
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Elizabeth Aponte Jaramillo
estabilidad. Por lo tanto, el papel que
adquiere el sistema de tipo de cambio,
la movilidad de capitales y el nivel y
cambio de reservas internacionales
es ahora crucial para entender la
efectividad de la política monetaria de
estabilización.
proceso trata de explicarse en las
siguientes líneas.
La libre movilidad de capitales es clave
para el proceso de ajuste y si además,
este sistema es perfecto, la tendencia
a aumentar el grado de respuestas
es mucho mayor de acuerdo con la
operatividad que permite el sistema
de tipo de cambio. El sistema tipo
de cambio determina la velocidad de
ajuste de los parámetros que acom‑
pañan la reacción de los mercados a
los movimientos de la tasa de interés y
del tipo de cambio y en conjunto con el
grado de importancia que la autoridad
monetaria les otorgue a las reservas
internacionales se presentará el equi‑
librio y su estabilidad.
(i = i* + (et, m - et-1, m)4
La conjugación sistema de tipo de
cambio y movilidad de capitales otorga
diferentes características de acciónreacción de los mercados a los shocks
entre las tasas de interés y el tipo de
cambio. Debe tenerse en claro que en
la economía abierta el principio básico
es que el diferencial entre los tipos
de interés provoca desajustes (déficit
o superávit) en los flujos de capital y
que la naturaleza de los desequilibrios
está asociada al tipo de cambio. Este
Los movimientos del tipo de cambio y
la generación de expectativas sobre
esta variable permiten ajustar los dife‑
renciales de tasas de interés por medio
de la ecuación de paridad de intereses:
Según si los agentes económicos que
intervienen en el mercado perciben
o no un riesgo adicional, la paridad
de intereses tenderá o no a cumplir‑
se. Este riesgo se denomina premio
cambiario y puede ser la oportunidad
de obtener ganancias extras a tra‑
vés de las transacciones de capital
(especulación). El premio cambiario
capta las diferencias entre la realidad
económica, los dictámenes de política
y la formación de expectativas, carac‑
terísticas derivadas de la estabilidad y
5
solidez macroeconómicas .
Los diferenciales entre tasas de interés
provocan dos situaciones antagónicas:
el banco central pierde reservas inter‑
nacionales u obtiene reservas, hechos
que no pueden darse de manera
permanente. Solo se puede alcanzar
el equilibrio exterior cuando los tipos
de interés internos tiendan a igualar a
los extranjeros (en forma directa o a
través de las expectativas del tipo de
cambio); en caso contrario, si son más
altos se registra una entrada masiva
4 Recuérdese que las expectativas pueden tomar el valor de cero según la certidumbre que se tenga sobre el
funcionamiento del mercado cambiario.
5 Este aspecto ha sido resaltado por Rennhack y Mondino (1989) y Posada (1999) para el caso de Colombia.
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Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
de capitales y si son más bajos se
presenta salida de capitales.
Según el criterio anterior, en un proce‑
so de estabilización es importante tan‑
to el nivel de reservas internacionales
como su variación, toda vez que este
desempeño otorga señales al mercado
acerca de la estabilidad de los indica‑
dores y la credibilidad sobre el manejo
de la política económica, además de
que incide en el comportamiento de
los agentes quienes generan sus ex‑
pectativas alrededor de las tasas de
interés y del tipo de cambio, y según
sea esta se establecen ambientes es‑
peculativos que limitan el alcance del
equilibrio en la balanza de pagos. Si
las reservas son muy bajas una tasa
de interés interna alta parece suficien‑
te para lograr elevar paulatinamente el
monto de las reservas internacionales;
en general, tiende a preocupar un poco
más la reducción de reservas que
su incremento (todo depende de las
circunstancias y la volatilidad del tipo
de cambio).
Un sistema efectivo de pagos interna‑
cionales basado en un esquema de
tipo de cambio fijo, por ejemplo, re‑
quiere que este sea capaz de proveer
suficiente liquidez a nivel internacional,
de esta manera el costo de soportar
determinado nivel–flujo de reservas
debe ser valorado en términos de qué
sistema de tipo de cambio conviene
sostener de acuerdo con las caracte‑
rísticas de la economía. Un sistema
de tipo de cambio fijo requiere un
alto grado de confianza en su soste‑
nimiento, de lo contrario se propician
133
condiciones para la especulación y la
inestabilidad cambiaria, situación que
es común en Colombia puesto que
se percibe un clima generalizado de
información asimétrica que marca las
pautas de la puesta de activos interna‑
cionales de corto plazo que exigen que
los agentes se cubran frecuentemente
del riesgo y asuman cada vez primas
más altas que tienden a recoger la
variabilidad de las reservas internacio‑
nales y la vulnerabilidad internacional
de las economías.
La fuerza y la duración de estos climas
de inestabilidad están fuertemente
asociadas a la rapidez con la cual ac‑
túe el banco central para contrarrestar
los movimientos especulativos. Se
requiere que a través de la política
monetaria se establezca una tasa de
interés capaz de revertir el influjo o
salida de capitales, es decir, una tasa
baja para el primer caso y una alta para
el segundo. De este modo, el balance
de pagos se convierte en función del
nivel de reservas internacionales y
del estímulo al flujo de capitales o
restricciones (alta sensibilidad de los
movimientos de capital a la tasa de
interés).
Cuando existe un sistema de tipo de
cambio flexible, las alternativas de
especulación son menores puesto
que en esta oportunidad el banco
central no necesita ejercer un control
directo sobre las reservas interna‑
cionales; en caso de requerirse de
una intervención, las fluctuaciones
del tipo de cambio serán de carácter
esporádico.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
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Elizabeth Aponte Jaramillo
Por consiguiente, el adecuado
manejo de la política monetaria de‑
pende del valor de los parámetros
(precios, tipo de cambio y tasa de
interés) y de la velocidad de ajuste
del sistema monetario–cambiario.
La autoridad monetaria puede esta‑
bilizar el tipo de cambio usando la
política financiera para mantener el
equilibrio externo y permitir que el
nivel de precios mantenga el equi‑
librio interno; o por el contrario, la
puede estabilizar el nivel de precios
utilizando la política financiera para
mantener el balance interno y per‑
mitir que el tipo de cambio sostenga
el balance externo.
La decisión final que la autoridad
monetaria adopte respecto a estas
opciones implicará asumir un deter‑
minado sistema de tipo de cambio.
En ese sentido, debe considerarse
que si existe movilidad de capitales
el sistema de tipo de cambio fijo ge‑
nera ajustes directos mientras que
el sistema de tipo de cambio flexible
alcanza el equilibrio solo después de
efectuar oscilaciones alrededor de
este. Por el contrario, si no hay movili‑
dad de capitales un sistema de tipo de
cambio fijo no necesariamente logra
el equilibrio en tanto que un sistema
tipo de cambio flexible proporciona un
buen ajuste.
Según Mundell (1960) la explicación
de por qué cuando hay alta movilidad
de capitales funciona mejor un siste‑
ma de tipo de cambio fijo se sustenta
en que la tasa de interés (variable de
ajuste) tiene un efecto directo en el
mercado para el cual responde –es
decir, la balanza de pagos– mientras
que si hay baja movilidad de capita‑
les se presentan ciclos de oscilación
porque la tasa de interés afecta la
balanza de pagos solo a través de
la interacción con el mercado de
bienes y servicios y los precios. En
el caso del sistema de tipo de cambio
flexible, cuando existe alta movilidad
de capitales la operatividad no es tan
buena porque la tasa de interés tiene
un mayor efecto directo sobre la ba‑
lanza de pagos que sobre el mercado
de bienes y servicios; en cambio,
este sistema funciona efectivamente
cuando el capital es inmóvil debido a
que sus repercusiones indirectas son
pequeñas o nulas. Un sistema traba‑
ja mejor si las variables responden
al mercado en el cual se ejerce la
influencia más directa. De cualquier
forma, la bondad del alcance del
equilibrio está condicionada por el
nivel de reservas internacionales: si
el nivel de reservas internacionales
no es el óptimo (entendido en la ge‑
neralidad como el requerido según
sean las condiciones internacionales
de pagos de la economía) el sistema
económico como un todo no estará
equilibrado.
El banco central con su política mo‑
netaria, tiene una responsabilidad
permanente sobre las reservas inter‑
nacionales: deberá preocuparse tanto
por el nivel como por su variabilidad.
El nivel y el cambio (nivel–flujos)
de las reservas internacionales son
la conexión de la economía interna
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Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
con los agentes inversores externos6
quienes siguen y analizan esta varia‑
ble como un medidor de la confianza
de la economía dentro del mercado
internacional de capitales y dan paso
en este proceso a la convergencia de
las tasas de interés. Si la hipótesis de
la paridad de intereses se cumple se
puede interpretar como la señal de
que una economía va por la senda
del equilibrio macroeconómico y en
ese sentido la balanza de pagos y
el saldo en reservas internacionales
tendrán el nivel óptimo deseado para
la economía.
Modelos de paridad de intereses
El comportamiento de los agentes
frente a los dictámenes de la política
monetaria en una economía abierta se
intenta capturar mediante modelos re‑
lacionados con la paridad de intereses.
En el contexto de la macroeconomía
internacional, la comprobación de la
hipótesis de tasa de paridad sugiere
que los movimientos del tipo de cam‑
bio compensarán los diferenciales de
interés.
Mediante una ecuación de regresión
se expresa el modelo de la siguiente
manera:
(et, m - et-1, m) = α +
ß(i - i*)+ u
donde:
(1)
135
● (et, m - et-1, m) es la expectativa del
tipo de cambio calculada como la
diferencia entre el logaritmo del
nivel del tipo de cambio en dos
períodos consecutivos (mensual,
trimestral o anual).
● α es la constante del modelo cuyo
valor debe ser cero si la paridad
se cumple. Es un coeficiente que
asemeja la prima al riesgo y cuando
los agentes de la economía tienen
aversión al riesgo su valor debe ser
negativo indicando con ello que los
activos internos son más riesgosos
que los externos.
● ß es el coeficiente que acompaña
al diferencial de intereses (i - i*) y
debe ser aproximadamente igual
a la unidad para que se cumpla la
paridad.
● i e i* corresponden al logaritmo
de una tasa de descuento o de
rentabilidad (1+i y 1+i*) acorde con
el período del cálculo de las expec‑
tativas (tasas de interés mensual,
trimestral o anual).
● u es el componente aleatorio del
modelo que recoge los errores
asumidos en la estimación de una
regresión econométrica.
Algunos investigadores con el propó‑
sito de recoger de manera explícita los
riesgos inherentes en que incurren los
tenedores de activos internacionales,
incluyen una variable específica para
capturar la prima al riesgo7.
6 Estas inversiones pueden ser préstamo neto, adquisición o venta de activos financieros, inversión directa y
compra o venta de bienes de capital.
7Estas inversiones pueden ser préstamo neto, adquisición o venta de activos financieros, inversión directa y
compra o venta de bienes de capital.
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136
Elizabeth Aponte Jaramillo
(et, m - et-1, m) = α +
ß(i - i*) + cφ + u
(2)
donde:
● c es el coeficiente del premio
cambiario (φ); debe ser cercano a
menos uno para que se cumpla la
paridad en sentido estricto.
Respecto a la variable prima al ries‑
go o premio cambiario, en general
si bien existe un consenso sobre su
significado no sucede lo mismo en
términos de su medición. Por una
parte, algunos investigadores como
Montañés y Sanso (2006) consideran
que este valor queda incorporado en la
constante del modelo (α); otros, como
Rowland (2003) especifican una tasa
determinada según las características
de las economías (bonos del tesoro de
Estados Unidos a largo plazo, bonos
del tesoro de otros gobiernos y tasas
de valoración de premio país de las
economías, entre otras).
En la práctica, si se consideran facto‑
res tales como períodos de análisis, las
economías estudiadas y sus dictáme‑
nes específicos de política económica,
las tasas de interés utilizadas y sus
plazos, la comprobación de la paridad
de intereses tiene una aceptación
parcial dentro de la literatura empírica
económica. No por esto el tema de
la paridad de intereses deja de ser
importante para entender el funciona‑
miento del mercado internacional de
capitales8.
La cuestión fundamental a nivel in‑
ternacional es entender por qué en
la mayoría de los casos de estudio el
parámetro ß se aleja demasiado de la
unidad y además tiende a ser negativo.
Chinn y Meredith (2004) e Isard (2006)
resaltan esta clase de resultados. Al
parecer, parte de la explicación de este
hecho se sustenta en la variable tiem‑
po. El análisis de corto plazo tiende a
rechazar la hipótesis tal vez porque
en este lapso las autoridades mone‑
tarias usan la tasa de interés como
instrumento de la política monetaria
y transmiten mayor variabilidad a los
ajustes entre las tasas de interés y el
tipo de cambio. Es más probable acep‑
tar la hipótesis para el largo plazo ya
que en esta temporalidad se recogen
las características estructurales de los
fundamentales de la economía.
Taylor (1989) no encuentra evidencia
acerca de la obtención de beneficios
adicionales a partir del arbitraje den‑
tro de épocas de relativa calma en el
comportamiento del tipo de cambio y el
mercado de dinero. Por el contrario, es
probable que se presente esta oportu‑
nidad durante períodos caracterizados
por turbulencias en los mercados en
los cuales la frecuencia, el tamaño y
la persistencia de estas oportunidades
están positivamente asociadas con el
nivel de maduración de los activos.
8 Ver por ejemplo, Flood y Marion (1998) y Mehl y Cappiello (2007).
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
Flood y Rose (2002) estudian el fe‑
nómeno de la volatilidad que generan
las bandas deslizantes de un tipo
de cambio cuando no se tiene mu‑
cha credibilidad en la autoridad que
controla el sistema; por el contrario,
los agentes económicos saben que
pueden establecer una alta presión
hasta lograr que se elimine la banda.
En estos casos se originan crisis que
involucran al tipo de cambio y a la tasa
de interés con lo cual no es tan fácil
que se cumpla la paridad de intereses.
Mehl y Cappiello (2007) estudian para
el caso de Estados Unidos y por países
de comercio la paridad de intereses.
Los autores encuentran que el largo
plazo apoya el cumplimiento de la
paridad con las economías más de‑
sarrolladas mientras que para el caso
de los países emergentes se acomoda
mejor un modelo de mediano plazo y
no lineal.
Para probar la hipótesis de la pari‑
dad de intereses, Montañés y Sanso
(2006) argumentan que la dificultad
en la comprobación de esta hipótesis
radica en el método econométrico
empleado 9. Según los autores, en
primera instancia, esta clase de tra‑
bajos requiere modelos de series de
tiempo los cuales exigen para su con‑
sistencia de datas de largo plazo. En
segundo lugar, debe usarse la técnica
apropiada (cointegración) para evitar
137
conclusiones basadas en relaciones
espurias.
Rowlan (2003) también enfatiza la
importancia de trabajar con cifras de
un largo plazo y argumenta empírica‑
mente cómo la paridad de intereses
tiende a cumplirse a medida que se
aumenta la maduración de las tasas de
interés. No obstante, no circunscribe
el desarrollo del modelo a la metodo‑
logía de cointegración y plantea que la
comprobación del valor del parámetro
ß es indistinto si se utiliza este método
o el tradicional econométrico.
En términos del grado de detalle de
los modelos, estos han obedecido al
estudio de coyunturas económicas
específicas y de alta incidencia en la
economía mundial. Flood y Marion
(1998) identifican dos generaciones de
modelos: los primeros, desarrollados
para evaluar fenómenos relacionados
con la sostenibilidad de tipos de cam‑
bio fijo durante las décadas de 1970
y 1980; y los segundos, realizados
para capturar y medir las crisis finan‑
cieras internacionales generadas a
partir de mediados de los noventa10.
En resumen, los primeros se relacio‑
nan con las políticas de estabilización
macroeconómica y los segundos con
el funcionamiento de corto plazo del
mercado de activos internacionales.
La primera generación de modelos
trabaja con ecuaciones matemáticas
9 Montañés y Sanso (2006) analizan con óptica de la estadística y la econometría varias de sus referencias
bibliográficas internas.
10 Esta clasificación temporal no implica que los trabajos iniciales hayan perdido vigencia; por el contrario, el
sentido de estas investigaciones va de acuerdo con los objetivos propuestos en cada caso.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
138
Elizabeth Aponte Jaramillo
lineales (modelos de regresión lineal)
que buscan conocer el alcance del
equilibrio económico a partir de la
ecuación de la paridad de intereses,
la cual puede incluir o no una forma
explícita para la variable premio al ries‑
go. La segunda generación requiere
trabajar con modelos de optimización
dinámica (ecuaciones matemáticas
no lineales) que tienen múltiples so‑
luciones y permiten definir sendas de
desequilibrio-oscilación que capturan
11
incertidumbres y volatilidades .
Otros modelos plantean conjuntamen‑
te la paridad de intereses y la paridad
del poder de compra, definiendo el
efecto Fisher y la paridad de interés
real. Si las expectativas son racio‑
nales, el diferencial de las tasas de
interés nominal será un predictor no
sesgado del diferencial futuro de infla‑
ción y en esa medida también las tasas
reales de interés deberán ser iguales
(Rico, 1999).
La política monetaria en Colombia
Con el mandato abierto por la Cons‑
titución de 1991 la independencia
del Banco de la República le otorgó
la autonomía necesaria para el logro
de la estabilidad de precios. El banco
central ha tenido por objeto desde
entonces la reducción gradual de la
tasa de inflación. En los párrafos si‑
guientes, se describe cómo el Banco
de la República ha orientado su política
para alcanzar el propósito de reducir
la inflación.
Nivel de reservas internacionales,
sistema de tipo de cambio y
control de la inflación
Al comenzar la década del noventa
Colombia, al igual que varios de los
países de América Latina, experimen‑
tó una entrada masiva y cuantiosa
de capitales respecto a los años
precedentes12 que comprometía de
manera negativa el logro de la política
monetaria en la medida en que esta
afluencia de divisas se traducía en un
exceso de reservas internacionales.
Al respecto, debe entenderse el con‑
cepto universal de nivel adecuado de
reservas internacionales y cómo este
es sustentado en Colombia en dos
situaciones particulares: 1990-1998
(exceso de divisas) y 1999-2007 (des‑
acumulación de divisas): las reservas
internacionales sirven como garantía
de que una nación está en capacidad
de saldar sus obligaciones de pagos
internacionales. Sin embargo, la deci‑
sión sobre cuál es el monto adecuado
para un país depende de los costos y
los beneficios en que se incurre por
mantener determinado nivel.
El concepto de costo se establece
en términos de un costo oportunidad
calculado como la diferencia entre el
costo de la deuda externa y el rendi‑
miento de las reservas internacionales.
11 Algunos de estos modelos pueden encontrarse por ejemplo, en Obstfeld y Rogoff (1996) y Krugman y Obst‑
feld (2000).
12Langebaek (1993) contiene una buena síntesis de este hecho para Colombia.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
El beneficio es medido como la pérdida
de producto que evita una economía
por tener un nivel de reservas que
hace al país más estable y menos
vulnerable ante shocks negativos, por
lo tanto debe existir un nivel de reser‑
vas que iguale los costos y beneficios.
Este es el nivel adecuado u óptimo de
reservas internacionales.
De acuerdo con Oliveros y Varela
(1994) los modelos referentes al nivel
óptimo de reservas internacionales
pueden resumirse en dos: aquellos
que en su especificación privilegian
el papel de los shocks de la cuenta
corriente de la balanza de pagos en la
determinación de las crisis externas y
los que enfatizan que en un ambiente
con movilidad de capitales las crisis ex‑
ternas surgen de shocks en la cuenta
de capitales de la balanza de pagos.
Para el caso colombiano, el cálculo
del nivel óptimo de reservas interna‑
cionales durante los años noventa se
efectuó con base en la primera opción
de modelos, es decir, en la que la va‑
riable clave es el resultado de la cuenta
corriente; la segunda alternativa de
modelos se utilizó para el presente
siglo y en ella la variable clave es el
saldo de la cuenta de capitales (Banco
de la República, 2003).
Bajo estos criterios, a mediados de la
década del noventa Colombia experi‑
mentaba un exceso de reservas inter‑
nacionales de un 50% que permitía
139
solventar el pago de importaciones de
nueve meses13, toda vez que el cálcu‑
lo del nivel adecuado de divisas era
aproximadamente de 4.600 millones
de dólares, mientras que los registros
daban cuenta de alrededor de 8.000
millones de dólares. A finales de la
década del noventa –entre los años
1998 y 1999– el ritmo de acumulación
de reservas se redujo (ver Cuadro 1)
y este hecho aunado al crecimiento
del déficit fiscal del gobierno nacional
central, a la crisis de iliquidez del
sistema financiero (colapso de los
reembolsos del crédito hipotecario)
y a la posición político-internacional
de Colombia, llevaron al Banco de la
República a argumentar que el país no
tenía grandes excedentes de reservas
internacionales y la economía se es‑
taba tornando vulnerable frente a los
mercados internacionales de capitales
(Banco de la República, 2007).
Cuando hay movilidad de capitales (en
la actualidad este mercado en Colom‑
bia es móvil y aunque imperfecto tiene
menos restricciones que las existentes
en las últimas dos décadas) la relación
reservas internacionales a meses de
importación tiende a perder relevancia
y dar paso a indicadores que relacio‑
nen las reservas internacionales con la
deuda externa, el servicio de la deuda
externa, las amortizaciones de deuda y
el déficit en la cuenta corriente. Cuan‑
do el indicador en referencia es inferior
13 Se concibe que un rango máximo de meses de importación debe estar entre tres y seis (Banco de la Repúbli‑
ca, 2003).
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
140
Elizabeth Aponte Jaramillo
a uno los mercados internacionales
dan la alerta sobre la vulnerabilidad
externa de la economía14.
Estos indicadores los retoma el
Banco de la República para realizar
su análisis del nivel adecuado de
reservas internacionales y a partir de
ellos estimó que Colombia hasta el
2010 tiene una ligera solvencia en el
indicador de amortización de deuda
externa (reservas internacionales ne‑
tas/amortización de deuda del año en
curso o del año siguiente) que oscila
entre 1,09 y 1,20. Por el contrario,
pierde esta capacidad cuando se
evalúa la posición adecuada de liqui‑
dez externa (reservas internacionales
netas/servicio de la deuda del año en
curso o del año siguiente, reservas
internacionales netas/amortización de
deuda más déficit en cuenta corriente
del año en curso o siguiente), cuyos
valores se sitúan por debajo de uno
(Banco de la República, 2003). El
Cuadro 2 presenta la evolución de la
deuda externa total.
Cuadro 1. Reservas internacionales netas de Colombia 1990-2007
Año
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
Millones de dólares
4.552
6.440
7.724
7.915
8.095
8.446
9.933
9.905
8.740
Año
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
Millones de dólares
8.102
9.004
10.192
10.840
10.916
13.536
14.947
15.435
20.277
Fuente: Series Estadísticas Banco de la República.
Dado el contexto de la economía
abierta hay que tener en cuenta que
cualquier proceso que produzca mo‑
vimientos fuertes sobre la tasa de
cambio tiende a impactar los precios
y por lo tanto fácilmente se presenta
una desviación en el alcance de la
programación establecida sobre la
inflación. El Banco de la República ha
monitoreado desde 1990 la tasa de
cambio a través de intervenciones en
el mercado cambiario el cual ha estado
circunscrito bajo dos esquemas: un
sistema de tipo de cambio fijo entre
1990 y finales de 1999 y un sistema de
tipo de cambio flexible a partir de 1999.
14 Villar, Salamanca y Murcia (2005) estudian cómo se presentan en Colombia los ciclos de relación entre las
condiciones internacionales de acceso a los mercados internacionales y el crédito doméstico, y han encontra‑
do que al parecer, se sigue un proceso procíclico.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
141
Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
Cuadro 2. Deuda externa de Colombia 1990-2007
Año
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
Deuda externa
Total deuda externa
Deuda externa pública
privada
(millones de
(millones de dólares) (millones de dólares)
dólares)
17.793
17.335
17.278
18.866
22.737
26.340
31.115
34.409
36.682
36.733
36.130
39.096
37.325
38.007
39.441
38.457
40.040
45.006
15.471
15.171
14.416
14.233
14.718
15.540
16.392
16.782
18.788
20.199
20.608
23.468
22.781
24.527
25.779
24.133
26.215
29.276
2.522
2.165
2.862
4.634
8.019
10.800
14.722
17.627
17.894
16.534
15.522
15.628
14.544
13.480
13.662
14.324
13.825
15.730
Fuente: Series Estadísticas Banco de la República
Las intervenciones que efectúa el
banco central en el mercado de divi‑
sas (de manera discrecional o no)15
pueden ser de carácter esterilizado
o de carácter no esterilizado. En el
primer caso, el banco compra o ven‑
de divisas por medio de operaciones
de mercado abierto (OMA) u otros
mecanismos (venta de reservas inter‑
nacionales al gobierno, acumulación
de depósitos del gobierno en el banco
central y depósitos de contracción del
sistema financiero en el Banco de la
República), sin que se afecte la tasa
de interés. En el segundo caso, no se
compensa el efecto monetario de la
intervención con lo cual se impacta
la tasa de interés. La forma como el
Banco de la República ha intervenido
en el mercado cambiario se explica a
continuación mediante un seguimiento
general al sistema de tipo de cambio.
En Colombia, hasta 1990 existió un
sistema de tipo de cambio relativamen‑
15 El contexto discrecional hace referencia a que la autoridad monetaria interviene el mercado cambiario sin
regirse por reglas previamente establecidas respecto al nivel y variación del tipo de cambio o de las tasas de
interés; por el contrario, la no discrecionalidad indica que se siguen reglas en ese sentido.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
142
Elizabeth Aponte Jaramillo
te rígido en la medida en que había
controles y limitaciones para que los
diversos agentes actuaran en el mer‑
cado, pero el valor del tipo de cambio
era paulatinamente modificado a tra‑
vés del mecanismo de crawling peg
(sistema gota a gota) que garantizaba
el mantenimiento del tipo de cambio
real en niveles compatibles con la po‑
lítica del gobierno de impulsar el sector
exportador. A partir de 1991 se impulsó
la competencia dentro del mercado
cambiario permitiendo con ello que
las entidades bancarias y los comi‑
sionistas de bolsa incursionaran en
el mercado de divisas a la vez que se
eliminó parcialmente el carácter ilegal
de la posición de activos en moneda
extranjera a través de la autorización
para la repatriación de capitales y la
apertura de cuentas bancarias en el
extranjero.
El Banco de la República comenzó a
ejercer un papel protagónico en este
mercado mediante intervenciones a
través de un mercado de certificados
de cambio. La emisión de los certifica‑
dos de cambio se realizaba con plazos
de maduración máximo de un año los
cuales eran redimibles con descuento
si se hacían efectivos antes de la fecha
de vencimiento o en su defecto, se ob‑
tenía el tipo de cambio del mercado a
través de la realización de la operación
de negociación en este. Este meca‑
nismo permitió que se construyera un
túnel para el movimiento controlado
del tipo de cambio cuyo techo era la
tasa oficial del certificado ya maduro y
el piso corría perfectamente paralelo al
techo dada la tasa oficial de descuento
del Banco de la República16.
Este esquema se mantuvo hasta 1994
cuando el Banco de la República es‑
tableció formalmente un sistema de
tipo de cambio con fluctuación limita‑
da (banda deslizante). A través de la
banda se otorgaba mayor flexibilidad al
mercado cambiario pero regulando los
movimientos del tipo de cambio dentro
de estos límites. En ese sentido, mien‑
tras la tasa de cambio de mercado no
tocara el piso de la banda el banco no
tenía necesidad de comprar moneda
extranjera. El Banco de la República
efectuaba modificaciones a los límites
de la banda según las circunstancias y
expectativas del momento17.
En los años 1998 y 1999 la banda
cambiaria se desplazó hacia arriba y la
defensa de sus límites se llevó a cabo
mediante la venta de reservas interna‑
cionales sin compensar totalmente la
pérdida de liquidez provocada por esta
venta. La conveniencia de esta estra‑
tegia, según el Banco de la República
(1999), se sustentó en la aceleración
del desequilibrio externo que se pre‑
16 Posada (1994) hace un seguimiento en detalle al proceso de conformación del túnel para el tipo de cambio y
el paso a un régimen de banda deslizante.
17Carrasquilla y Galindo (1995) y Carrasquilla (1997) estudian los movimientos del tipo de cambio dentro de la
banda deslizante y las intervenciones del Banco de la República para acotar, ampliar o alinear el nivel del tipo
de cambio dentro de la misma, según el nivel y la variación de las reservas internacionales.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
sentaba desde mediados de 1997 y
dejaba un déficit en la cuenta corriente
de la balanza de pagos cercano a
2.000 millones de dólares.
Colombia vivió una crisis económica
en 1999 con un marcado descenso
en la tasa de crecimiento del PIB y
una fuerte pérdida en la dinámica de
las exportaciones no tradicionales,
hechos que contribuyeron a aumen‑
tar las dificultades para acceder a los
mercados internacionales de capitales
y llevaron a que el Banco de la Repú‑
blica en concordancia con el Fondo
Monetario Internacional, planteara un
programa macroeconómico que entre
otros aspectos recomendaba liberar el
sistema del tipo de cambio.
En el cuarto trimestre de 1999 Colom‑
bia pasó a tener un sistema de tipo
de cambio flexible. A partir de este
momento, el Banco de la República
estableció su conjunto de interven‑
ciones: acumular reservas internacio‑
nales, reducir la volatilidad de la tasa
de cambio y moderar presiones de
excesivas apreciaciones o deprecia‑
ciones que comprometieran por una
parte la competitividad de los sectores
exportadores, y por la otra las metas
de inflación.
Las intervenciones no discrecionales
se realizan desde finales de 1999
mediante dos opciones: acumular
reservas internacionales (put) y des‑
acumular reservas internacionales
143
(call). Estas alternativas otorgan al
poseedor de reservas el derecho de
vender o comprar divisas al banco
central. El monto de opciones por
subasta lo determina la Junta Direc‑
tiva del Banco de la República y son
opciones válidas parcial o totalmente
por un mes que se comercializan a
la tasa de cambio representativa del
mercado (tasa de cambio nominal
promedio del mercado) del día de la
operación correspondiente. Hay opcio‑
nes put cuando el valor de la tasa de
cambio representativa del mercado se
encuentra por debajo de su promedio
móvil de los últimos 20 días hábiles;
se establecen opciones call cuando
este valor se encuentra por encima
de su promedio móvil de los últimos
veinte días.
Las operaciones put y call también
sirven para reducir volatilidad en el
movimiento del tipo de cambio. Estas
opciones pueden ser subastadas por
el Banco de la República el mismo día
cuando la tasa de cambio nominal se
encuentre en un 2% superior o inferior
del promedio móvil de la tasa repre‑
sentativa del mercado de sus últimos
veinte días hábiles. Las intervenciones
put y call realizadas tanto para contro‑
lar el monto de las divisas como para
suavizar los movimientos del tipo de
cambio permitieron moderar el tipo de
cambio y sus movimientos en Colom‑
bia (ver Cuadro 3)18.
18 Un examen empírico sobre el movimiento de las reservas internacionales en Colombia, la forma de inter‑
vención del Banco de la República, los resultados de esterilización y la compensación de recursos que se
canaliza a través de la cuenta de capitales (favorecida en los últimos años por su mayor liberación, así
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
144
Elizabeth Aponte Jaramillo
Cuadro 3. Tasa de cambio nominal de Colombia 1990-2007*
Año
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
Pesos Colombia
por dólar (promedio
anual)
502,26
627,15
680,39
786,35
826,54
912,90
1.036,62
1.141,12
1.426,42
Año
Pesos Colombia por
dólar (promedio anual)
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
1.756,69
2.087,92
2.299,89
2.504,68
2.877,54
2.628,37
2.321,13
2.358,59
2.080,35
*Se refiere a la tasa representativa del mercado.
Fuente: Series Estadísticas Banco de la República
La aplicación de la política cambiaria
ha coadyuvado al control de la infla‑
ción. Esta variable tuvo metas anuales
durante la década de los años noventa
y a partir del siglo XXI se rige median‑
te un esquema de inflación objetivo.
Kalmanovitz (2001b), Clavijo (2004)
y Gómez (2006) estudian desde los
puntos de vista teórico y práctico el
esquema y funcionamiento del método
de inflación objetivo en Colombia. De
una forma simple puede decirse que
la inflación objetivo es un esquema de
fijación de metas de corto plazo bajo el
establecimiento de reglas claras y pre‑
cisas (ver entre otros, Taylor, 1993,
2001; Svensson 2001, 2008) y en el
caso colombiano se circunscribe den‑
tro del manejo de la política monetaria
colombiana del siglo XXI.
de las tasas de interés de corto plazo
del Banco de la República que luego
impactan a las demás tasas del mer‑
cado con baja volatilidad y sin generar
shocks contraproducentes a la estabi‑
lidad del producto. El sistema de pro‑
nóstico consiste por una parte, en un
conjunto de modelos uniecuacionales
(curva de Phillips, meta de inflación,
precio de alimentos, salarios reales)
cuyos pronósticos son combinados en
forma lineal; y por la otra en un modelo
de mecanismos de transmisión que
es un pequeño modelo macroeconó‑
mico para la economía (canales de la
demanda agregada sobre la inflación,
tasa de cambio e inflación, influencia
de la tasa de interés real a la tasa de
cambio, expectativas y costos salaria‑
les y de importaciones).
En Colombia (Kalmanovitz, 2001b) la
herramienta operacional del sistema
de inflación objetivo es la fijación
gradual y con intervalos pequeños
“El sistema de meta de inflación
puede combinarse con un régimen
de tasa de cambio semi-fijo o con
flotación. No es posible combinarlo
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
145
Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
con tasa de cambio fija porque esta
sobredetermina la cantidad de dinero
generada en la economía y ella a su
vez mueve la tasa de interés, lo que
deja por fuera la posibilidad de ejer‑
cer discreción alguna” (Kalmanovitz,
2001b, p. 9)19.
Para Colombia, adoptar un esquema
de inflación objetivo implicó continuar
en firme con la política de desinflación
y establecer metas cuantitativas que
se supervisan interanualmente a la
vez que se valora la estabilidad del
PIB alrededor del producto potencial.
Bajo ese contexto, el Banco de la Re‑
pública responde a los movimientos
de la tasa de cambio cuando estos
afectan la proyección de la inflación o
del producto. La evolución de la infla‑
ción en Colombia durante el período
1990-2007 indica éxito en la política
seguida por el Banco de la República
dado que se logró reducir sustancial‑
mente el indicador, no exento de alti‑
bajos provocados por ejemplo, por la
forma inicial de llevar a cabo la política
monetaria o por efectos de oferta o
cambios climáticos (Cuadro 4).
Cuadro 4. Tasa de inflación de Colombia 1990-2007*
Año
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
Variación porcentual
anual del IPC
32,36
26,82
25,13
22,60
22,59
19,46
21,63
17,68
16,70
Año
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
Variación porcentual
anual del IPC
9,23
8,75
7,65
6,99
6,49
5,50
4,85
4,48
5,69
*Corresponde a la variación porcentual del índice de precios al consumidor.
Fuente: Series Estadísticas, Banco de la República.
Antes de 1999 las metas de inflación
se constituían en un proceso de control
monetario a través del cual se convirtió
paulatinamente a la base monetaria
en una meta de carácter intermedio
insertando esta variable dentro de un
corredor de control. Posterior a esta
fecha con inflación objetivo y sistema
de tipo de cambio flexible, la expansión
o contracción monetaria se hace a
través de los siguientes mecanismos:
reducción o elevación de las tasas de
interés de intervención del Banco de la
República, compra o venta de reservas
19 Clavijo (2004) realizó un ejercicio para Colombia durante el período 1989-2002 referido a la aplicación de la
regla monetaria propuesta por Taylor en 1993 para la fijación de la meta de la inflación objetivo.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
146
Elizabeth Aponte Jaramillo
internacionales o una combinación de
ambos mecanismos.
Instrumentos de la política monetaria
La forma específica como ha operado
la política monetaria aparece circuns‑
crita al contexto marco de control y
reducción de la inflación. En Colombia
durante el período de estudio, el meca‑
nismo de transmisión a la inflación co‑
mienza con las tasas de intervención
del Banco de la República las cuales
son fijadas por esta entidad. Entre
1992 y 1996 la política monetaria tuvo
como meta final cierto nivel de inflación
y como meta intermedia la oferta mo‑
netaria (M1). Desde 1996 comenzaron
a adoptarse medidas para que la tasa
de interés del mercado interbancario
fuera influida por las tasas de interven‑
ción del Banco de la República y se
constituyó en una meta operativa de
la política monetaria a medida que la
base monetaria se consolidaba como
la nueva meta intermedia.
Con inflación objetivo, la herramienta
operacional de la política monetaria
es la fijación de las tasas de interés
con la cual el banco central presta o
recibe fondos faltantes o sobrantes
del sistema financiero. El Banco de la
República es un agente importante del
mercado interbancario y como tal in‑
fluye decisivamente sobre las tasas de
interés de este sistema que transmite
sus efectos sobre las demás tasas de
interés del mercado financiero. En esta
intervención se distinguen en primera
instancia, las tasas de interés de su‑
basta diseñadas para las operaciones
de contracción y expansión; y en se‑
gundo lugar las tasas lombardas, que
son aquellas a las cuales el banco está
dispuesto a proveer toda la liquidez
que el mercado requiera y son fijadas
en niveles superiores a las tasas de
subasta para expansión y en cotas
inferiores a las tasas de operaciones
de subasta de contracción. Adicio‑
nalmente, el Banco de la República
tiene una alta influencia sobre la tasa
de interés interbancaria –tasa de muy
corto plazo (entre 1 y 14 días)– a la
cual se pactan las operaciones in‑
terbancarias y de operaciones repos
entre los intermediarios financieros.
Una transacción repo es la venta de un
título por efectivo con el compromiso
de volver a comprar ese título en un
futuro próximo. La tasa interbancaria
fluctúa entre las tasas de subasta y
otorga señales al mercado monetario
para la determinación de las demás
tasas de interés del mercado: tasas
de captación (pasiva o ahorro), tasas
de colocación (activa o préstamos) y
la tasa nominal de referencia del mer‑
cado (efectiva anual, DTF)20.
Durante los primeros años de la déca‑
da de 1990 la política monetaria estuvo
20 La tasa DTF es la tasa de interés que observan los agentes económicos en Colombia como guía para realizar
sus operaciones de inversión. En la actualidad esta tasa se calcula como el promedio de las tasas de capta‑
ción a noventa días de los intermediarios financieros.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
fuertemente marcada por elevados
niveles de encaje bancario (ordinario
y marginal) con alta dispersión, meca‑
nismo que se fue suavizando y perfec‑
cionando con el paso del tiempo21. La
política de encajes fue complemen‑
tada con emisión de operaciones de
mercado abierto y figuras impositivas
sobre el endeudamiento externo como
formas para evitar la monetización de
las divisas que entraban al país, dada
la afluencia masiva de capitales.
Como una reacción ante las políticas
de restricción a la liquidez del mer‑
cado monetario, las tasas de interés
empezaron a elevarse a niveles muy
altos. Por este motivo, entre 1994 y
1995 cuando se estableció la ban‑
da cambiaria se conformó también
una banda para la tasa de interés
interbancaria de forma que se fuera
reduciendo el nivel y volatilidad de las
tasas de interés. A partir de ese mo‑
mento la tasa de interés interbancaria
se convirtió en la variable operativa de
la política monetaria acorde con una
meta intermedia de base monetaria
y el precio expresaba las condiciones
de la oferta y la demanda en este
gran mercado de dinero en el cual el
Banco de la República y la Tesorería
de la Nación participan ampliamente
con operaciones de compra y venta
de títulos públicos.
147
La autoridad monetaria ha usado al‑
ternativamente diversos mecanismos
de control, a saber: encajes, nivel de
reserva sobre los préstamos externos,
plazos de giro de pago de importacio‑
nes al exterior o control directo sobre la
tasa interbancaria, según observe su
pertinencia. El instrumento privilegiado
para regular la liquidez en la economía
ha sido la utilización de operaciones de
mercado abierto bajo la figura explíci‑
ta de títulos de deuda pública desde
22
finales de la década de 1990 . Si se
desea suministrar liquidez, el Banco de
la República adquiere títulos de deuda
pública en el mercado interbancario
(OMA de expansión) y los vende cuan‑
do necesita recoger liquidez (OMA de
contracción). Estos títulos empezaron
a formar parte de la política del Banco
de la República desde 1992, operación
que fue ganando espacio frente a las
operaciones de mercado abierto tra‑
dicionales las cuales paulatinamente
dejaron de circular en el mercado
desde 1998. El énfasis en el uso de
las operaciones de mercado abierto
dio paso a un control indirecto sobre la
tasa de interés interbancaria que a su
vez favoreció un ambiente para aban‑
donar el corredor de la base monetaria
de forma que a principios del siglo XXI
se estableció una línea de referencia
para la base monetaria.
21 Con el propósito de dar señales claras al mercado monetario sobre la liquidez de la economía y mantener
regulados los agregados monetarios acordes con la política de desinflación, el Banco de la República fue mo‑
dificando el régimen de encaje y de inversiones sustitutivas principalmente vía homogenización y reducción
de coeficientes, a la vez que perfeccionó su técnica de cómputo y valoración. Un examen de estas técnicas
es realizado por Hernández y Tolosa (2001).
22A partir de enero de 1998, según se estableció en la Ley 31 de 1992 sobre ordenamiento monetario, las ope‑
raciones de mercado abierto (OMAs) se realizan exclusivamente por medio de títulos de deuda pública (TES).
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
148
Elizabeth Aponte Jaramillo
A través de operaciones de subasta
el Banco de la República otorga el
monto adecuado de dinero a la eco‑
nomía con lo cual equilibra la oferta
y la demanda por base monetaria, a
tasas de interés que siguen los límites
establecidos para la expansión o con‑
tracción de dinero, evitando así fuertes
fluctuaciones en los tipos de interés del
mercado (Cuadro 5). Bajo el esquema
de inflación objetivo las tasas de inte‑
rés de corto plazo se convirtieron en
el instrumento de política monetaria,
mientras que los agregados de dinero
perdieron relevancia.
En esencia, al fijar la amplitud de las
tasas de intervención el Banco de la
República controla el nivel de la base
monetaria y si este se sitúa por encima
de la línea de referencia y lleva la tasa
interbancaria hasta el límite mínimo
de contracción, el Banco absorbe el
exceso de liquidez a esa tasa. En
situación contraria, la tasa de interés
interbancaria aumenta y entonces el
banco suministra liquidez cuando esta
tasa alcanza la máxima de expansión.
En resumen, la política monetaria apli‑
cada en Colombia a partir del siglo XXI
se realiza bajo el esquema de inflación
objetivo en el cual el comportamiento
de la base monetaria juega un papel
importante en las decisiones del Banco
de la República. El valor de referencia
de la base monetaria se construye
a partir de la meta de inflación, la
proyección del crecimiento del PIB
real y el cambio que se genere en la
velocidad de circulación del dinero; en
el caso que la base monetaria se aleje
significativamente y por un período
que se visualice amplio, poniendo en
riesgo el cumplimiento de la meta de
inflación, el Banco ajusta la línea de
referencia utilizando operaciones de
mercado abierto.
Cuadro 5. Tasa de interés de Colombia 1990-2007*
Año
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
Promedio del
período
Porcentaje anual
36,44
37,23
26,67
25,83
29,42
32,34
31,14
24,13
32,58
30,64
Año
Porcentaje anual
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
Promedio del
período
21,33
12,15
12,44
8,94
7,80
7,76
7,01
6,27
8,01
*Se refiere a la tasa de referencia del mercado.
Fuente: Series Estadísticas, Banco de la República.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
10,19
Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
Este manejo de la política monetaria
durante los últimos años en Colombia
ha contribuido a mantener la tasa de
inflación en un dígito moderado. La
volatilidad del tipo de cambio se ha
suavizado aunque continúa la señal de
alerta sobre la vulnerabilidad externa
de la economía asociada con el nivel
óptimo de las reservas internacionales.
Sin embargo, ¿qué puede decirse en
términos del cumplimiento de la tasa
de paridad? ¿Esta política ha permitido
cerrar la brecha entre la tasa de interés
doméstica y la internacional? Este as‑
pecto es tratado en el siguiente apar‑
tado donde se plantea la hipótesis de
la paridad de intereses en Colombia.
Hipótesis de la paridad de intereses
en Colombia.
Criterios del modelo
Partiendo de la ecuación de paridad
base que se plantea en los modelos
econométricos:
(et, m - et-1, m) = α + ß(r - r*)
(3)
en este documento:
1. La variable endógena considerada
(et,m - et, m-12) corresponde al cam‑
bio anualizado del logaritmo del tipo
de cambio.
2. El regresor (r-r*) es igual a la
diferencia anualizada del logarit‑
149
mo entre el rendimiento interno y
externo de los activos financieros
[((r = ln(1+i)), ((r* =ln(1+i*))].
La serie analizada tiene frecuencia
mensual y cubre el período 1990:01
a 2007:12. El tipo de cambio y la tasa
de interés interna se obtuvieron de las
estadísticas del Banco de la República
y el tipo de interés externo procede de
la fuente internacional HSH Associates
Financial Publishers23. A partir de los
datos disponibles, la verificación de
la hipótesis de la paridad de intere‑
ses en Colombia durante el período
1990-2007 se efectúa a través de una
regresión lineal del modelo24:
(et, m - et, m-12) = α +
ß (rt,12 – r*t,12) + Ut,12
(4)
Una vez estimado el modelo y en
sentido de la teoría económica, la
comprobación de la hipótesis de la pa‑
ridad de intereses equivale a mostrar
que la pendiente de la ecuación (ß) es
cercana a la unidad y que en ausencia
de aversión al riesgo la constante (α)
debe ser igual a cero. En caso contra‑
rio, ante riesgo no neutral se espera
que su valor sea negativo.
Para el desarrollo del modelo y la
verificación de la hipótesis de paridad
de intereses esta investigación adopta
la metodología básica que puntualizan
23 En esta investigación, la tasa interna corresponde a la tasa de mercado, calculada por el Banco de la Repú‑
blica y la Superintendencia Bancaria, como un promedio de las tasas de certificados de depósitos (DTF) y, es
utilizada como referencia para los préstamos internos. El tipo externo de interés corresponde a la tasa Libor;
según el Fondo Monetario Internacional, esta tasa se usa para préstamos interbancarios y, también, es la tasa
de referencia tanto para depósitos como para préstamos a nivel internacional. Ambos tipos de interés se han
considerado a un año de maduración.
24Los datos fueron procesados con el paquete econométrico Eviews, versión 5.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
150
Elizabeth Aponte Jaramillo
Montañés y Sanso (2006): la constante
α es la variable que captura el premio
al riesgo y se trabaja con series tem‑
porales.
Al respecto del uso de la econometría
con series temporales, el resultado
de la estimación de los parámetros es
válido solo si se aplica alguna de las
técnicas que evita obtener conclusio‑
nes con relaciones espurias. Por con‑
siguiente, en el caso objeto de estudio
la comprobación de la hipótesis de la
paridad de intereses indica que existe
una relación de largo plazo entre las
expectativas del tipo de cambio nomi‑
nal y el diferencial de intereses, y en
ese sentido un análisis de cointegra‑
ción de las variables es necesario.
La cointegración es un concepto de la
econometría que sustenta que si un
conjunto de variables es no estacio‑
nario, es posible que entre estas se
establezcan relaciones estables en el
largo plazo. La condición para evalu‑
ar esta relación es que las variables
involucradas tengan el mismo orden
de integración y que su combinación
lineal resulte ser estacionaria.
El concepto de cointegración fue
desarrollado por Engle y Granger en
1987 y se define formalmente de la
siguiente manera: los componentes de
un vector Yt(m x 1) están cointegrados
de órdenes d y b si todos los compo‑
nentes de Yt son integrables del mismo
orden d, I(d) y si existe un vector δ no
nulo tal que δ' Yt = zt ~I(d-b) con b >
0. Al vector δ se le denomina vector
de cointegración y la relación de coin‑
tegración se expresa como Yt ~ CI(d,
b). En el caso de que a exista no será
único. Basta multiplicar el vector por un
escalar no nulo para obtener un nuevo
vector de cointegración. No obstante,
el número de vectores de cointegración
linealmente independientes que puede
haber entre m variables integradas del
mismo orden es m-1; al número de
vectores de cointegración linealmente
independientes se le denomina rango
de cointegración.
Cuando entre dos o más variables
existe una relación de cointegración,
cualquier choque que afecte de ma‑
nera permanente el nivel de cada una
de las variables no se transmite en
perturbaciones para esta relación y
deja únicamente efectos de carácter
temporal. La cointegración entre un
conjunto de variables puede inter‑
pretarse como la existencia de una
relación lineal de equilibrio entre ellas
dada por el vector de cointegración. En
el caso de de variables I(1), por ejem‑
plo, las desviaciones de este equilibrio,
medidas por zt, recogen el retardo en
la respuesta de la variable dependien‑
te ante cambios en las explicativas y
dada la existencia de cointegración
estas desviaciones son estacionarias
y por tanto tienen una varianza que
no es función del tiempo. En otras
palabras, aunque las variables impli‑
cadas en la relación sean integradas,
es decir, con varianza infinita a largo
plazo, existe una relación de equilibrio
a largo plazo entre las variables tal que
las situaciones de desequilibrio son de
carácter estacionario y por tanto transi‑
torias. Las divergencias de la relación
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
de equilibrio (zt) tienen una dispersión
constante y las variables de la relación
a largo plazo tienden a evolucionar
conjuntamente en el tiempo.
En general, si entre m variables hay r
relaciones de cointegración significa
que hay m-r tendencias estocásticas
comunes; si sólo hubiese una tenden‑
cia estocástica común bastarían dos
variables para obtener una relación
de cointegración. Un contraste de
cointegración puede entenderse como
equivalente a un contraste de raíz
unitaria en los residuos de la ecuación
de regresión ya que si las variables yt
y xt, siendo ambas I(1), por ejemplo
estuviesen cointegradas, entonces
los residuos del modelo yt=a+x'tß+ut
deberían ser estacionarios no teniendo
por tanto ninguna raíz unitaria25.
Engle y Granger en 1987 propusieron
la metodología de la cointegración y
plantearon el uso de dos contrastes
para probar la estacionariedad de los
residuos de la regresión de cointe‑
gración: Durbin-Watson y de Dickey y
Fuller aumentado (ADF). El estadístico
DW de la ecuación de cointegración
conduce a rechazar la hipótesis nula
de no cointegración, es decir, la exis‑
tencia de raíz unitaria en los residuos
si el estadístico DW es significativa‑
mente mayor que cero. La prueba de
Dickey y Fuller conduce a rechazar la
hipótesis nula de no cointegración si
el estadístico ADF de la ecuación de
cointegración es significativamente
151
menor que el valor crítico ADF. En la
misma vía, Johansen en 1988 planteó
un procedimiento alternativo para pro‑
bar la cointegración entre variables.
El método tiene dos ventajas: por una
parte, contrasta simultáneamente el
orden de integración de las variables y
la presencia de relaciones de integra‑
ción entre ellas; y por la otra, estima
todos los vectores de cointegración sin
imponer a priori que únicamente hay
uno y por lo tanto no se ve afectado por
la endogeneidad de las variables impli‑
cadas en la relación de cointegración.
Para investigar la existencia de coin‑
tegración en la ecuación de paridad
de intereses previa comprobación de
que las dos variables tengan el mismo
orden de integración, se regresan
las variables del modelo planteado y
se evalúa la estacionariedad de los
residuos. En términos estadísticos,
la hipótesis nula es: no existe coin‑
tegración entre las variables; frente
a la hipótesis alternativa de existe
cointegración.
Análisis de las series y aplicación
del modelo
El análisis econométrico de las series
refleja qué tanto la variable expectativa
del tipo de cambio como el diferencial
de intereses son series no fácilmente
asimilables a un proceso generador de
datos ya que se ubican en esa posición
dudosa entre un paseo aleatorio y un
AR(1). Los estadísticos de soporte y
25 Estos aspectos de la teoría econométrica pueden revisarse en Enders (1995).
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
152
Elizabeth Aponte Jaramillo
demás pruebas realizadas aparecen
en los cuadros anexos.
Al respecto, las pruebas de raíz unita‑
ria a través del estadístico de Dickey y
Fuller aumentado (ADF) y las pruebas
de estacionariedad mediante el test
Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin
(KPSS) establecido por estos investi‑
gadores en 1992 revelan que las dos
variables evaluadas presentan diferen‑
te orden de integración: el diferencial
de intereses es I(0), mientras que en
la expectativa del tipo de cambio hay
evidencia de raíz unitaria.
Debido a que las variables tienen
diferente orden de integración, se
invalida realizar el análisis de cointe‑
gración entre estas. De acuerdo con el
método de análisis econométrico aquí
puede parar el proceso; simplemente
se concluiría que no hay manera de
establecer una relación de largo plazo
entre estas variables. No obstante, una
manera alternativa para tratar de reali‑
zar este proceso es efectuar el análisis
con cada una de las tres variables:
expectativa del tipo de cambio, tasa
de interés interna y tasa de interés ex‑
terna (esto se propone considerando
que el diferencial de intereses es una
combinación lineal).
En la evaluación de si cada tasa de
interés es una variable integrada, la
prueba de Dickey y Fuller aumentado
no rechaza la hipótesis nula de raíz
unitaria y la prueba KPSS rechaza la
hipótesis nula de estacionariedad. Las
tres variables resultaron con igual or‑
den de integración I(1) permitiendo así
aplicar el modelo. Teniendo en cuenta
que desde el contexto económico la
ecuación de paridad se plantea con
dos variables únicamente, el valor de
ß será el agregado de ß1 y ß2.
Los resultados de la aplicación del
modelo econométrico y las diferentes
pruebas para la verificación de la hi‑
pótesis estadística de no cointegración
indican que estadísticamente no existe
evidencia para rechazar la hipótesis
nula de no cointegración. Por lo tanto,
el ejercicio propuesto señala desde el
punto de vista estadístico la no cointe‑
gración entre las variables y en térmi‑
nos económicos que no hay suficiente
evidencia para el cumplimiento de la
hipótesis de paridad de intereses en
Colombia durante 1990-2007.
Al realizar el cálculo matemático de
la tasa de paridad de acuerdo con
los datos disponibles (ver Cuadro 6)
puede visualizarse cómo esta se aleja
o acerca de la tasa de interés interna,
es decir, que en la práctica la tasa de
interés interna es superior al valor que
teóricamente debería tender a alcan‑
zar o tasa de paridad de intereses.
Es importante anotar que estos re‑
sultados son distintos a los obtenidos
por Rowland (2003)26 en un estudio
realizado para el período 1994-2002.
El propósito de su investigación fue
26 Otros autores como Rincón (1999), Arango y Betancourt (2002) evalúan de manera indirecta y para otros
períodos la paridad de intereses en Colombia pero no encuentran evidencia para su comprobación.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
153
Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
evaluar el ajuste de las expectativas
del tipo de cambio ante los movimien‑
tos del diferencial de intereses durante
el período de la banda deslizante. Uti‑
lizando una serie de datos diarios con
tasas de maduración anual, el autor
encontró evidencia de la paridad de
intereses. Sus resultados mejoraron
en robustez cuando incorporó una
variable explícita para capturar el
premio cambiario a través de una tasa
de riesgo país27; sin embargo, él toma
con reserva esta comprobación dado
que observó que la relación entre las
variables se debilitaba al finalizar el
período de estudio.
Cuadro 6. Tasa de paridad promedio anual de Colombia 1990-2007
Año
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
Paridad
(%)
2,52
2,20
1,74
1,69
1,94
2,06
2,04
2,05
2,11
2,12
2,24
1,63
1,23
1,00
1,05
1,50
1,86
1,69
Premio cambiario (puntos porcen‑
tuales) *
1,10
1,44
1,58
1,60
1,46
1,44
1,42
1,17
1,39
0,96
0,34
0,97
1,06
1,17
1,12
0,58
0,12
0,51
* Corresponde a la diferencia entre la tasa de interés interna y la tasa de paridad calculada.
Fuente: Elaboración propia.
En síntesis, en Colombia a partir de
las series disponibles y a pesar de que
durante los últimos años el diferencial
de intereses se ha reducido, no se
alcanza aún una tasa de interés que
se ajuste al equilibrio de la paridad de
intereses. En promedio, durante 19902007 la paridad de intereses fue del
1,82% y la tasa de interés interna del
2,90%. Estos porcentajes se ubicaron
27 Colombia dispone de una serie de riesgo país solo desde finales de la década del noventa.
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
154
Elizabeth Aponte Jaramillo
en 2,04% y 3,44% respectivamente en
el período 1990-1999 y disminuyeron
en el período siguiente a 1,59% y
2,35%.
Conclusiones
El seguimiento a la aplicación de la
política monetaria en Colombia entre
1990 y 2007 bajo el contexto de la
teoría de la estabilización monetaria,
contribuye a entender por qué a pesar
de que la economía presenta unos
niveles nominales más suaves de las
variables macroeconómicas (menores
tasas de interés, inflación más baja,
tipos de cambios menos volátiles) el
equilibrio macro, evaluado a partir de
la ecuación de la paridad de intereses,
aún no se alcanza.
El no cumplimiento de la paridad de in‑
tereses tiende a reflejar para Colombia
un ambiente macro de incertidumbre
hacia el largo plazo. Al parecer, la
economía colombiana presenta am‑
plios rezagos en sus respuestas ante
las acciones de la política monetaria
cuando éstas son acertadas y creíbles;
pero también, el tiempo de duración
de los shocks de desaciertos en este
manejo es amplio. Durante la década
de los noventa pretendió controlarse
fuertemente la inflación pero el quiebre
sustancial se presentó solo hasta el
año 2000 y por tanto, es en este siglo
cuando se espera que la economía
tienda a acomodarse por la senda de
la estabilización.
Dado que Colombia es un país emer‑
gente expuesto a vulnerabilidades y
principalmente al continuo movimiento
de sus reservas internacionales, está
frecuentemente expuesto a que el ma‑
nejo de la política económica sea dis‑
crecional y de mediano y corto plazo,
con lo cual pueden generarse acciones
no necesariamente adecuadas para
todos los objetivos macroeconómicos.
Bajo este contexto se inserta a la
política económica de Colombia en
un juego de trinidad económica im‑
posible (no puede darse al mismo
tiempo libertad de capitales, estabi‑
lidad cambiaria e independencia de
la política monetaria). Tanto con el
sistema de tipo de cambio fijo (hasta
1993) como con la banda deslizante
(hasta el tercer trimestre de 1999) y
el sistema de tipo de cambio flexible
(desde el cuarto trimestre de 1999)
el Banco de la República siempre ha
realizado marcadas intervenciones en
el tipo de cambio.
Es importante destacar que la dinámi‑
ca del endeudamiento externo y el uso
títulos de tesorería por parte del Banco
de la República (sin que exista un
mercado de capitales suficientemente
desarrollado) son dos hechos que de
alguna manera conducen a que los
agentes asuman riesgos adicionales
en sus transacciones e incidan para
que la tasa de interés interna termine
alejándose de la tasa que debería ser
de equilibrio o paridad de intereses.
Finalmente, según los resultados de la
inflación el sistema del tipo de cambio
vigente ha favorecido el proceso de
reducción y moderación de precios
hasta el 2007, período de cierre de
este análisis. Puede así decirse que
Revista de Economía & Administración, Vol. 8 No. 1. Enero - Junio de 2011
Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
esta política ha tenido éxito con el
control de la inflación y este hecho se
constituye en una señal positiva para
la macroeconomía colombiana.
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Política monetaria y paridad de intereses en Colombia, 1990 - 2007: Un ejercicio
Anexo
cuadros de resultado econométricos
Cuadro anexo 1.
Prueba de raíz unitaria en las variables*
Variable
(et, m - et, m-12)
(rt,12 – r*t,12)
Estadístico Dickey
Fuller aumentado
-1,84
-4,32
Valor crítico Valor crítico
al 5%
al 1%
-1,95
-2,60
-3,45
-4,04
Decisión
No rechazo I(1)
Rechazo I(0)
* Hipótesis nula: la variable tiene raíz unitaria. La región de rechazo está definida con una cola a la izquierda.
Se utilizó el criterio de información de Akaike (AIC) para determinar el número de retardos. Los valores críticos
se obtuvieron de las tablas resumen de Dickey–Fuller 1976. Los valores del estadístico y el porcentaje crítico
corresponden a una ecuación Dickey–Fuller sin tendencia y sin constante para la expectativa del tipo de cambio
y, con tendencia y constante, para el diferencial de intereses.
Expectativa del tipo de cambio: (et, m - et, m-12)= [Ln(TC)t, m – Ln(TC)t, m-12 ]
Diferencial de intereses: (rt,12 – r*t,12) = [Ln(1+ i)t,12 – Ln(1+ i*)t,12].
Cuadro anexo 2.
Prueba de estacionariedad en las variables*
Variable
(et, m - et, m-12)
(rt,12 – r*t,12)
Estadístico Valor crítico Valor crítico
Decisión
KPSS*
al 5%
al 1%
0,88
0,46
0,73
Rechazo (no es estacionaria)
0,11
0,14
0,21
No rechazo (es estacionaria)
* Hipótesis nula: la variable es estacionaria. La región de rechazo está definida con una cola a la derecha.
Se utilizó el criterio de Newey-West para determinar la amplitud de ventana espectral. Los valores críticos son
los obtenidos por KPSS 1992. Los valores del estadístico y el porcentaje crítico corresponden a una ecuación
KPSS con constante, para la expectativa del tipo de cambio y, con tendencia y constante para el diferencial de
intereses.
Expectativa del tipo de cambio: (et, m - et, m-12)= [Ln(TC)t, m – Ln(TC)t, m-12]
Diferencial de intereses: (rt,12 – r*t,12) = [Ln(1+ i)t,12 – Ln(1+ i*)t,12].
Cuadro anexo 3.
Prueba Dickey Fuller aumentado para evaluar raíz unitaria en las variables*
Variable
Valor del estadístico
rt,12
r*t,12
-1,24
-0,87
Valor crítico
al 5%
-2,89
-1,95
Valor crítico
al 1%
-3,51
-2,60
Decisión
No rechazo I(1)
No rechazo I(1)
* Hipótesis nula: la variable tiene raíz unitaria. La región de rechazo está definida con una cola a la izquierda.
Se utilizó el criterio de información de Akaike (AIC) para determinar el número de retardos. Los valores críticos
se obtuvieron de las tablas resumen de Dickey–Fuller 1976. Los valores del estadístico y el porcentaje crítico
corresponden a una ecuación Dickey–Fuller con constante, para la tasa de interés interna y, sin tendencia y
constante para la tasa de interés externa.
Tasa de interés interna: rt,12 = [Ln(1+ i) t,12].
Tasa de interés externa: r*t,12 = [Ln(1+ i*) t,12].
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Elizabeth Aponte Jaramillo
Cuadro anexo 4.
Prueba de estacionariedad en las variables*
Variable
Estadístico Valor crítico Valor crítico
KPSS*
al 5%
al 1%
rt,12
0,23
0,14
0,21
r*t,12
0,11
0,14
0,21
Decisión
Rechazo (no es esta‑
cionaria)
Rechazo (no es esta‑
cionaria) al 5%
No rechazo (es esta‑
cionaria) al 1%
* Hipótesis nula: la variable es estacionaria. La región de rechazo está definida con una cola a la derecha.
Se utilizó el criterio de Newey-West para determinar la amplitud de ventana espectral. Los valores críticos son
los obtenidos por KPSS 1992. Los valores del estadístico y el porcentaje crítico corresponden a una ecuación
KPSS con tendencia y constante para las dos tasas de interés (interna y externa).
Tasa de interés interna: rt,12 = [Ln(1+ i)t,12].
Tasa de interés externa: r*t,12 = [Ln(1+ i*)t,12].
Cuadro anexo 5.
Resultados de la regresión
(et, m - et, m-12) = α + ß1(rt,12) – ß2 (r*t,12) + Ut,12
α
ß1
ß2
0,127
0,019
-0,242
(et, m - et, m-12) = α + ß (rt,12 – r*t,12) + Ut,12
α
ß
0,146
-0,242
Expectativa del tipo de cambio: (et, m - et, m-12)= [Ln(TC) t, m – Ln(TC)t, m-12]
Tasa de interés interna: rt,12 = [Ln(1+ i) t,12].
Tasa de interés externa: r*t,12 = [Ln(1+ i*) t,12].
Diferencial de intereses: (rt,12 – r*t,12) = [Ln(1+ i) t,12 – Ln(1+ i*) t,12].
Cuadro anexo 6.
Hipótesis nula: no existe cointegración entre las variables*
Prueba de raíz unitaria
estadístico Dickey Fuller
aumentado**
No rechazo
Prueba Durbin-Watson
DW= 0***
No rechazo
Procedimiento de Johansen
número de vectores de
cointegración****
Cero vectores
*Las pruebas se realizan con los residuos de la regresión.
** ADF = -2,25; nivel crítico 5% = -3,45; nivel crítico 1% = -4,04. Los valores críticos se obtuvieron de las tablas
resumen de Dickey–Fuller 1976. Se utilizó el criterio de información de Akaike (AIC) para determinar el número
de retardos. Los valores del estadístico y el porcentaje crítico corresponden a una ecuación Dickey–Fuller con
constante y tendencia.
*** DW = 0,09; nivel crítico 5% = 0,38; nivel crítico 1% = 0,51. Los valores críticos se obtuvieron de la tabla
reseñada por Sargan y Barghava en 1983.
**** El resultado del procedimiento es el obtenido en la opción 6 (summary). Para cada una de las alternativas
(ninguna, sin constante y sin tendencia; ninguna, con constante, lineal con constante y sin tendencia, lineal con
constante y tendencia; y cuadrática), la traza y el máximo valor propio presentan el valor de cero.
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