Perturbaciones de Política Monetaria y Dinámica de Tipo de Cambio: Distintos Esquemas de Identi…cación

Beatriu Cantó London School of Economics

Tesina CEMFI No. 9804 Septiembre 1998

Este trabajo constituye una versión revisada de la tesina presentada por la autora al completar el Programa de Estudios de Postgrado 1996-1998 del Centro de Estudios Monetarios y Financieros (CEMFI). Quisiera agradecer a Manuel Balmaseda su excelente labor de supervisión. También quiero expresar mi agradecimiento a Samuel Bentolila por sus comentarios y observaciones y a los demás profesores del CEMFI. Por supuesto, los errores son de mi entera responsabilidad. CEMFI, Casado del Alisal 5, 28014 Madrid, Spain. Tel: 341 4290551, fax: 341 4291056, www.cem….es.

Resumen En el presente trabajo se proponen tres modelos de vectores autorregresivos (VAR), que principalmente di…eren en la manera de imponer restricciones entre las variables económicas en el corto plazo, para estudiar los efectos de perturbaciones de política monetaria sobre la economía española y, en particular, sobre el tipo de cambio peseta/marco alemán. El análisis empírico muestra que con las tres especi…caciones se identi…ca la regla de política monetaria del Banco de España durante el periodo 1988-1996. La respuesta cualitativa del tipo de cambio ante una perturbación monetaria (incremento de tipo de interés) es muy parecida en los tres modelos: no se encuentra evidencia empírica a favor de la paradoja de tipo de cambio ni la paradoja de prima de riesgo para el caso de la economía española. Sin embargo, la magnitud de dicha respuesta sí es sensible al esquema de identi…cación elegido.

1

Introducción

En la reciente literatura macroeconómica se han desarrollado diversos modelos empíricos para identi…car perturbaciones de política monetaria. Es importante poder estudiar la regla de decisión del banco central para entender cuáles son los efectos de su actuación sobre la economía y, en particular, entender qué cambios en las variables económicas son producidos en realidad por cambios en la política monetaria. Para aislar estos efectos, en los modelos económicos se supone una determinada estructura de la economía, donde uno de sus elementos es la regla de decisión de la autoridad monetaria. A través de esta regla se puede estudiar cómo perturbaciones de política monetaria afectan a la economía. Cuando se estudia la transmisión de impulsos monetarios a la actividad económica y la in‡ación en una economía abierta pequeña, como es el caso de España, con rigideces nominales, la respuesta inicial del tipo de cambio tiene especial relevancia, ya que ésta determina en parte la desin‡ación posterior debida a una perturbación monetaria contractiva. Un incremento del tipo de interés nacional lleva a una apreciación inmediata del tipo de cambio nominal, posiblemente sobrereaccionando con respecto a su nivel de largo plazo. Si los precios son rígidos, la economía sufre una disminución de competitividad, lo que reduce la demanda y la in‡ación. Desafortunadamente, la evidencia empírica sobre la respuesta del tipo de cambio no siempre se ajusta a las predicciones de la teoría. Además, cuando el banco central …ja sus tipos de interés, ni la magnitud, ni siquiera el signo de la respuesta inicial del tipo de cambio se pueden determinar de manera única.1 En este trabajo se trata de caracterizar la regla de política monetaria del Banco de España durante el periodo 1988-1996, prestando especial atención a la respuesta del tipo de cambio ante una perturbación monetaria. A …nales de los años 80 el Banco de España cambió su instrumentación de política monetaria pasando a controlar los tipos de interés a corto plazo. Sin embargo, la esta1

Ver Sims (1992) y Andrés, Mestre y Vallés (1997).

2

bilidad del tipo de cambio continuaba siendo uno de los objetivos de política monetaria del Banco de España, más explícitamente desde que la peseta entró a formar parte del Sistema Monetario Europeo en 1986 y se asumieron compromisos cambiarios frente al resto de divisas europeas en 1989. Por otro lado, los macroeconomistas también están interesados en estudiar la regla de decisión del banco central, ya que ésta es un ingrediente clave en cualquier economía monetaria. Desde que en 1980 Sims propuso un modelo de vectores autorregresivos (VAR) para aislar e identi…car las perturbaciones estructurales de política monetaria, ésta ha sido la metodología habitual empleada en este tipo de trabajos. Así, por ejemplo, Strongin (1995) y Cristiano y Eichenbaum (1995) usan un VAR recursivo donde se impone una ortogonalización particular de los errores para estudiar los efectos de una perturbación de política monetaria. En cambio, otros autores como Kim y Roubini (1995) o Leeper, Sims y Zha (1995) imponen restricciones estructurales a corto plazo en el sistema para aislar las perturbaciones monetarias y estudiar los efectos de éstas sobre la economía. En tercer lugar, existen otros trabajos, como los de Galí (1992) y Clarida, Gertler y Galí (1992) en los que se imponen restricciones a largo plazo sugeridas por los modelos económicos. Pero en la literatura actual no existe un consenso sobre cuáles son las restricciones de identi…cación correctas de un modelo VAR. Los resultados presentados sobre la respuesta de las variables económicas ante una perturbación monetaria di…eren mucho de una especi…cación a otra. Como ejemplo, para el caso de España se han desarrollado distintos trabajos donde, para el mismo periodo muestral 1977-1996, con resultados dispares: - Shioji (1997) estima un VAR estructural y encuentra que existe evidencia sobre la paradoja de tipo de cambio. Esto es, que el tipo de cambio no se aprecia de manera inmediata ante una perturbación monetaria. - Jareño, Sebastián y Vallés (1997) muestran evidencia a favor de esta paradoja cuando estiman un VAR recursivo. En cambio, dicha paradoja desaparece al estimar un VAR estructural para la economía española. 3

La arbitrariedad de la que dispone el económetra para poder elegir a priori las restricciones de identi…cación y la distinta evidencia empírica presentada en diferentes estudios nos lleva a pensar que los resutados obtenidos con estos análisis puedan depender en gran medida de cómo se han impuesto dichas restricciones de identi…cación. En este sentido, aparte de estudiar la función estabilizadora de la política monetaria española sobre el tipo de cambio, el segundo objetivo del presente trabajo es analizar si los efectos de una perturbación de política monetaria sobre la economía dependen de la manera de imponer las restricciones de identi…cación en el modelo VAR. Para ello, se proponen tres especi…caciones distintas para identi…car un VAR. Con el mismo periodo muestral y las mismas variables para la economía española se estima un VAR recursivo, un VAR estructural y un VAR recursivo por bloques, cuyas principales diferencias son cómo se imponen las restricciones de identi…cación a corto plazo y se compara si los efectos de una perturbación de política monetaria dependen de la manera de identi…car el sistema. En concreto, para cada modelo propuesto, se estudia: ² La especi…cación de la regla de política monetaria del Banco de España durante el perido 1988-1996.

² El efecto de una perturbación monetaria sobre la economía: dinámica del tipo de cambio peseta/marco alemán (pta./DM).

² Si los resultados obtenidos di…eren de una especi…cación a otra. El estudio empírico muestra que con los tres modelos se identi…ca la regla de política monetaria del Banco de España. Ante una perturbación monetaria identi…cada como un incremento del tipo de interés que persiste varios periodos, se produce una disminución en la cantidad de dinero, el nivel de precios y la producción. El tipo de cambio resulta ser una variable importante dentro de la regla de decisión del banco central. Ante una perturbación de política monetaria contractiva éste se aprecia en un momento inicial para posteriormente irse depreciando hasta llegar a su anterior nivel de equilibrio. Independientemente de la especi…cación adoptada, no existe evidencia 4

empírica a favor de la paradoja de tipo de cambio ni la paradoja de prima de riesgo para el caso español. Aunque la respuesta cualitativa de las variables económicas es muy parecida en los tres modelos, las principales diferencias entre las distintas identi…caciones vienen explicadas por la persistencia y la magnitud de la respuesta estimada ante la misma perturbación monetaria. Mientras que con el VAR recursivo y el VAR recursivo por bloques la respuesta del tipo de cambio ante una perturbación monetaria apenas es signi…cativa desde el primer periodo, con el VAR estructural se encuentra que la respuesta y las ‡uctuaciones generadas son mucho mayores. A lo largo del estudio en ningún momento se pretende criticar uno de los modelos o defender que uno es mejor que otro. Cuando se encuentra que con los tres se identi…ca la regla de política monetaria del Banco de España para el periodo 1988-1996, las tres especi…caciones son igual de válidas para estudiar los efectos cualitativos de una perturbación monetaria sobre la economía. No obstante, los resultados obtenidos a partir del análisis empírico llevan a concluir que se debe ir con cuidado en la elección del modelo si lo que nos interesa estudiar es la magnitud de estos efectos generados sobre la economía. Dicha magnitud de la respuesta ante una perturbación monetaria sí es sensible al esquema de identi…cación elegido. El resto del trabajo se estructura de la siguiente manera: en la sección 2 se identi…can las perturbaciones de política monetaria a partir de un modelo VAR. En la sección 3 se especi…can los modelos teóricos. En la cuarta sección se describen los efectos de una perturbación monetaria y en la quinta se presentan los resultados empíricos. En la sección 6 se comparan los efectos de una perturbación monetaria sobre el tipo de cambio y, …nalmente, se presentan las conclusiones.

5

2

Identi…cación de una perturbación de política monetaria: modelos VAR

En esta sección se describe un modelo VAR que representa las relaciones dinámicas para la economía española y se propone la estrategia de identi…cación de la regla de política monetaria. Se impone una aproximación lineal para la regla de decisión de política monetaria seguida por el banco central: it = B2 (L)Xt + ¾ i vit

(1)

donde it ; un escalar, es el instrumento de política monetaria2 . B2 (L) es una matriz del operador retardos L (de 1 a k). Xt es el vector de variables económicas que indica el estado de la economía en el periodo t. vst es la perturbación de política monetaria no observable. Se supone que vst es serialmente incorrelacionada con varianza igual a la unidad. Esta especi…cación de la regla de decisión descompone la política monetaria en un componente sistemático y en uno no anticipado. La autoridad monetaria observa el estado de la economía a través de B2 (L)Xt y implementa sus decisiones de política. Sin embargo, se supone que también existe otro componente idiosincrático no anticipado que es independiente de todas las demás perturbaciones de la economía. vst representa la perturbación estructural de política monetaria e intuitivamente incluye todos los factores que in‡uyen en la decisión de la autoridad monetaria pero que no están perfectamente correlacionados con el estado actual de la economía (creencias, consideraciones políticas y problemas de medida e interpretación como errores en los datos y revisiones). Si se supone que la verdadera estructura de la economía es: con vt » iid(0; -v = I)

¡0 Xt = B(L)Xt + Bvt 2

(2)

El tipo de interés a corto plazo si se considera que el Banco de España sigue una regla de …jación de tipos de interés.

6

donde B(L) es una matriz k £ N de retardos, la matriz ¡0 (N £ N ) recoge las relaciones

contemporáneas entre las variables y la matriz B(N £ N) permite correlación contem-

poránea entre las perturbaciones del sistema. Entonces, podemos identi…car la regla de política monetaria como una de las ecuaciones de este sistema. De este modo, se puede recuperar la regla de decisión a partir de los coe…cientes estimados de un VAR reducido de la forma: Xt = ¦(L)Xt + ut

(3)

donde ¦(L) = ¡¡1 0 B(L) es una matriz de retardos y ut es el vector de errores estimados del VAR. El problema de identi…cación deriva de que se deben recuperar los parámetros de la forma estructural a partir de los coe…cientes estimados de la forma reducida. Las ecuaciones que relacionan ambos sistemas son :

¡0 ut = Bvt

(4)

0 ¡1 -u = ¡¡1 0 B-v B ¡0

Para ello, se necesita imponer como mínimo (N ¡ 1) £ N restricciones en la forma

estructural para poder identi…car el sistema.

Llegados a este punto, la cuestión que se intenta analizar es si la manera en que se imponen estas restricciones afecta o no a los resultados que se obtienen cuando se estudian los efectos de perturbaciones de política monetaria. La principal diferencia entre los distintos modelos es cómo se permite la interrelación entre las variables económicas a corto plazo. Distintas maneras de imponer estas restricciones son: 1. VAR recursivo: Si B=I (identidad) y ¡0 es triangular inferior la descomposición de Cholesky de -u es única y se pueden recuperar todos los parámetros de la matriz ¡0 : En este tipo de especi…cación el orden de las variables en el vector Xt es importante, ya que se decide qué variable afecta contemporáneamente a cuál. 7

2. VAR estructural: B=I y se imponen restricciones en la matriz de coe…cientes contemporáneos3 ¡0 dadas por la teoría económica. 3. VAR recursivo por bloques: No se exige que B=I, lo que permite que exista correlación contemporánea entre las innovaciones estructurales vt . Al permitir la correlación, este tipo de especi…cación no identi…ca la innovación de política monetaria como el término de perturbación de una única ecuación del sistema. Se intenta modelizar la forma de operar del banco central. 4. VAR estructural con restricciones a largo plazo entre las variables: Las restricciones se imponen en la matriz de retardos B(L), suponiendo que las perturbaciones de política monetaria no afectan a la actividad económica real en el largo plazo. En el presente trabajo en ningún momento se imponen restricciones de este tipo, aunque en el estudio empírico se compararán los efectos de las perturbaciones monetarias sobre las variables en un periodo de 24-48 meses.

3

Especi…cación de los modelos teóricos

En esta sección se describe cuáles son las especi…caciones de los 3 modelos VAR elegidos y cuáles son los supuestos que identi…can las perturbaciones monetarias en cada uno de ellos. El vector de variables común en los tres modelos es fYt ; Pt ; Mt ; it ; et ; Pt¤ g ; donde it

representa el tipo de interés, Mt la cantidad de dinero, e Yt y Pt señalan respectivamente la producción y los precios. et es el tipo de cambio pta/DM y Pt¤ es un índice de precios de las materias primas, que se interpreta como un indicador adelantado de in‡ación. Durante el periodo 1988-1996 el Banco de España ha seguido un esquema de …jación de tipos de interés a corto plazo en la instrumentación de su política monetaria, por lo que se asociará la ecuación cuya variable independiente sea it con la función de reacción de la autoridad monetaria. 3 Los datos con los que se trabaja son mensuales. En todo el estudio cuando se habla de contemporáneos o a corto plazo, se hace referencia a relaciones dentro de un mes.

8

Por otro lado, dado que la autoridad monetaria sigue una regla de decisión reaccionando a noticias de la economía cuando …ja los tipos de interés, es importante tener en cuenta el componente sistemático de esta regla para poder identi…car la parte de innovación debida solamente a la política monetaria. Por ello, es habitual incluir en estos modelos4 el precio de materias primas P ¤ o precio del crudo para controlar la respuesta sistemática de política monetaria a presiones in‡acionistas y perturbaciones negativas de oferta. Todas las matrices que se presentan en esta sección están escritas en la forma ¡0 ut = Bvt 5 . Los tres modelos implican restricciones a corto plazo. La manera distinta de identi…car el VAR viene precisamente por cómo cada modelo impone ceros en esta matriz ¡0 ; es decir, cómo cada especi…cación permite la interelación de las variables económicas a corto plazo. En las tres especi…caciones se distinguen dos grupos de variables: las variables de producción y precios (Yt ; Pt ; Pt¤ ) y las variables de política monetaria (it ; Mt ; et ): Dado el interés y los objetivos del presente trabajo no me preocupo por modelizar el comportamiento de la economía privada. Se supone en los tres modelos que Pt¤ es una variable exógena a la economía española. Se permite que Yt y Pt respondan contemporáneamente a esta variable y, siguiendo a Cristiano y Eichenbaum (1995), se ordena la producción antes que los precios. A continuación se presentan las tres especi…caciones elegidas.

3.1

VAR recursivo

Como ya se ha comentado anteriormente, cuando se impone que ¡0 sea triangular inferior, el sistema tiene forma recursiva. Entonces, una innovación en los errores de la 4 Para el caso de los EE UU., autores como Cristiano y Eichenbaum (1998) o Sims (1982) incluyen P* para solucionar la paradoja de precios y no solamente para aislar la perturbación monetaria. Como señalan Balmaseda, Braun y Nieto (1998) en España no se produce esta paradoja y se puede interpretar P* como un indicador adelantado de in‡ación. 5 Como ya se señaló anteriormente, ut representa los residuos estimados del VAR, vt son las perturbaciones estructurales de la economía y la matriz ¡0 es la matriz de relaciones contemporáneas entre las variables, donde se han normalizado los términos de su diagonal a la unidad.

9

forma reducida se puede interpretar directamente como una perturbación de política monetaria. Siguiendo los modelos propuestos por Strongin (1995) y Cristiano y Eichenbaum (1996) se elige el orden de las variables decidiendo cuál afecta contemporáneamente a cuál. Se ordena primero el bloque de variables macroeconómicas y luego el de las variables de política. La estructura recursiva de la especi…cación implica que la política monetaria pueda responder contemporáneamente a todas las demás perturbaciones menos a la del tipo de cambio. Estos supuestos implican que el instrumento de política monetaria aparezca en la …la 5 del VAR minimizando el efecto que una perturbación monetaria pueda tener contemporáneamente sobre la economía. En la estimación se probarán distintas ordenaciones de las variables Mt e it y se intercambiarán los bloques. Los resultados apenas cambian, llegando a la conclusión que las estimaciones son robustas al orden de las variables. Dado que se intenta estudiar los efectos de una perturbación monetaria sobre el tipo de cambio, se supone que sólo éste puede responder dentro del mismo periodo a una innovación en política monetaria (vi ). Por tanto, el tipo de cambio se ordena en último lugar dentro del sistema. Finalmente, la forma recursiva de la economía es6 : 0

B 1 B B ® B 1

B B B ®2 B B B ®4 B B B ® B 7 @

0

0

0

0

1

0

0

0

®3

1

0

0

®5

®6

1

0

®8

®9

®10 1

10

0 C B up¤ CB B 0 C C B uy CB

B 0 C C B up CB

CB B 0 C C B um CB B 0 C C B ui

®11 ®12 ®13 ®14 ®15 1

A@

ue

1

0

1

B vp¤ C C B B v C B y C

C C C C B C B C B v C C=B p B C B vm C B C B C B v C B i C @ A

ve

C C C C C C C C C C A

La principal crítica realizada a este tipo de identi…cación7 es que la estructura recursiva es bastante poco realista. Para poder obtener el efecto de una perturbación 6 7

Este es el sistema que se acaba estimando. Ver Jareño, Sebastián y Vallés (1997) o Shioji (1997).

10

monetaria sobre el tipo de cambio se debe ordenar éste detrás del tipo de interés en el VAR. Esto implica que la política monetaria no puede responder dentro del mismo periodo a innovaciones en el tipo de cambio. Dado el periodo que nos ocupa, interesaría tener un modelo que permita que el tipo de interés y el tipo de cambio se determinen de manera simultánea dentro del sistema. Esto es lo que se permite con un VAR estructural o un VAR recursivo por bloques.

3.2

VAR estructural

La principal diferencia con el VAR anterior radica en cómo se especi…can las restricciones contemporáneas entre las variables económicas. Permite la introducción de teoría y modelos económicos para de…nir estas relaciones a corto plazo. Según los modelos propuestos por Kim y Roubini (1995) y Shioji (1997), modi…cados en algún aspecto, las restricciones impuestas sobre las variables de política monetaria son las de un modelo de equilibrio general de oferta-demanda agregada. Así, la estructura a corto plazo de la economía viene descrita por: 0

0 B 1 B B ® 1 B 1

0

0

0

0

0

0

®3 1

0

0

¯1 ¯2 1

¯3

0

0

1

B B B ®2 B B B 0 B B B ¯ B 4 @

¯5

10

0 C B up¤ CB B 0 C C B uy CB B 0 C C B up CB CB

B 0 C C B um CB B ¯ ¤6 C C B ui

¯ 7 ¯ 8 ¯ 9 ¯ 10 ¯ 11 1

A@

ue

1

0

1

B vp¤ C C B B v C B y C

C C C C B C B C B v C C=B p B C B vm C B C B C B v C B i C @ A

ve

C C C C C C C C C C A

La …la 4 del sistema representa una función de demanda de dinero. La demanda nominal de dinero depende del nivel de precios, de la producción y del coste de oportunidad del dinero (el tipo de interés)8 . La ecuación (5) se puede interpretar como una curva de oferta de dinero y describe la función de reacción de la autoridad monetaria. El Banco de España …ja el tipo de 8

Véase Galí (1992) para un estudio similar en el caso de los EE UU.

11

interés después de observar el valor actual de la cantidad de dinero, el tipo de cambio y el precio de materias primas. De nuevo, se incluye P ¤ para tener en cuenta la respuesta sistemática de la política monetaria a presiones in‡acionistas y perturbaciones negativas de oferta. Por último, la ecuación (6) del sistema describe el equilibrio en el mercado de divisas. Se supone que este mercado usa toda la información disponible para determinar el nivel de equilibrio del tipo de cambio. Así, todas las variables del sistema están incluídas en esta ecuación. Con todo, el modelo incluye dos restricciones de sobreidenti…cación.9 Uno de los objetivos del presente trabajo es estudiar el efecto de una perturbación monetaria sobre el tipo de cambio. En esta especi…cación, el coe…ciente ¯ ¤6 recoge la respuesta contemporánea de la política monetaria ante innovaciones de tipo de cambio. Se estimará el sistema imponiendo ¯ ¤6 = 0 y sin imponerlo para comparar los resultados.

3.3

VAR recursivo por bloques

Bernanke y Mihov (1986) propusieron estimar un VAR de este estilo para modelizar el comportamiento de la Reserva Federal americana en el mercado de reservas en los EE UU. Para el caso de España no existe ningún trabajo que identi…que la política monetaria con este tipo de especi…cación. Se permite una correlación contemporánea entre los errores de los distintos bloques y viene dada por los parámetros de la matriz B. En este modelo no se identi…ca la regla de política monetaria como una única ecuación del sistema, sino que se intenta modelizar el comportamiento del banco central. Las relaciones contemporáneas en el bloque de política monetaria se pueden describir con las siguientes ecuaciones:

um = ¡¯ui + vm 9

(5)

Es decir, se han impuesto 16 restricciones y hay 14 parámetros a estimar. Posteriormente se realizará un contraste de restricciones de sobreidenti…cación para estudiar su validez.

12

ui = ¡®1 vm ¡ ®2 ve + vi ue = ¡° 1 ui ¡ ° 2 um + ve donde um representa la cantidad de dinero demandada (expresada como innovación) que depende del precio del dinero (el tipo de interés). ui describe el comportamiento de la autoridad monetaria que responde dentro del mismo periodo a perturbaciones de demanda de dinero y perturbaciones de tipo de cambio. De nuevo, ue representa el equilibrio en el mercado de divisas. La perturbación monetaria que se quiere identi…car empíricamente viene dada por: vi = ¡(®1 + ®2 :° 1 )um ¡ ®2 ue + (1 ¡ ®1 :¯ ¡ ®2 :° 2 )ui

(6)

La ecuación (6) representa la relación más general de esta modelización. Si se impone ®2 = 0; se excluye el tipo de cambio contemporáneo de la regla de decisión de la autoridad monetaria y la perturbación monetaria se identi…ca como: vi = ¡®1 um + (1 ¡ ®1 :¯)ui

(7)

donde se observa que se permite explícitamente el mixed targeting. En este sentido se considera que el Banco de España no sigue una regla estricta de …jación de tipos de interés ni una regla estricta de control de cantidad de dinero; supuesto bastante razonable dada la evidencia empírica sobre la instrumentación de la política monetaria española durante el periodo 1988-199610 . Finalmente, hay que destacar que en esta especi…cación los parámetros ®1 ; ®2 ; ¯; ° 1 ; y ° 2 tienen signi…cado económico e imponen 5 restricciones adicionales en la matriz ¡0: La especi…cación elegida es la siguiente: – Una perturbación en las variables de política no tiene ningún efecto contemporáneo sobre las variables del bloque de economía. – P ¤ es una variable totalmente exógena a la economía española. 10

Ver Cabrero y Ortega (1996).

13

– Las variables de política monetaria no responden contemporáneamente a innovaciones en la producción y los precios. Tal como argumentan Sims y Zha (1994), esta última restriccción está basada en el hecho de que el Banco de España no obtiene información sobre el nivel de precios y la producción dentro del mismo mes cuando toma sus decisiones de política monetaria. El sistema que se acaba estimando es: 0

B 1 0 0 0 B B ± 1 0 0 B 1 B B B ±2 B B B ±3 B B B ± B 4 @

0 0

0 1 0

0

0 0 1

¯

0 0 0

1

10

0 C B up¤ CB B 0 C C B uy CB

B 0 C C B up CB

CB B 0 C C B um CB B 0 C C B ui

±5 0 0 ° 1 ° 2 1

A@

ue

1

0

B 1 0 0 0 B B 0 1 0 0 B

C C C C B C B C B 0 0 1 0 C C=B B C B 0 0 0 1 C B C B C B 0 0 0 ® C B C 1 @ A

0 0 0 0

10

0 0 C B vp¤ CB B 0 0 C C B vy CB

B 0 0 C C B vp CB CB

B 0 0 C C B vm CB B 1 ®2 C C B vi

0 1

A@

ve

1 C C C C C C C C C C C C C C A

El sistema incluye 4 restricciones de sobreidenti…cación. La principal crítica que se realiza a estos modelos es la arbitrariedad en la elección de las restricciones de identi…cación.

4

Descripción de los efectos de una perturbación de política monetaria contractiva

Para poder comparar los resultados obtenidos en el análisis empírico con las tres especi…caciones, un primer paso es ser capaces de responder a la pregunta de si las innovaciones identi…cadas con cada modelo en realidad representan perturbaciones de política monetaria. En esta sección se realiza una breve descripción de la respuesta esperada de las variables macroeconómicas ante una contracción monetaria. Según los modelos clásicos, el dinero es neutral en una economía donde los precios son totalmente ‡exibles. Cambios en la cantidad de dinero conllevan incrementos

14

proporcionales en el nivel de precios sin tener ningún efecto en la economía real, ni a corto ni a largo plazo. Sin embargo, si se considera que España es una economía con rigideces nominales, dentro de un marco teórico monetario, cambios en la cantidad de dinero y en los tipos de interés sí tienen efectos reales, al menos en el corto plazo. Ante una contracción monetaria, inicialmente el tipo de interés aumenta y el agregado monetario disminuye. En segundo lugar, el gasto y el nivel de producción también disminuyen. El efecto sobre el tipo de cambio lleva a una apreciación inmediata de la peseta. Posteriormente, el nivel de precios va disminuyendo, lo que conlleva un incremento en el stock real de dinero hasta que la producción vuelve a su nivel de equilibrio anterior. También cabe destacar que en una economía abierta, la política monetaria no afecta sólo a la producción a través del tipo de interés, sino también a través del tipo de cambio, por lo que se deben tener en cuenta las expectativas en los mercados …nancieros y el mercado de divisas. Si adicionalmente se considera la paridad descubierta de tipos de interés11 y modelos de sobrerreacción del tipo de cambio (Dornbusch, 1976), al ampliar el diferencial de interés entre el tipo nacional y el extranjero, se esperaría una posterior y progresiva depreciación de la moneda local hasta volver a su nivel de equilibrio inicial. Sin embargo, la evidencia empírica en muchos casos no es coherente con estas predicciones teóricas. Se da la paradoja de tipo de cambio cuando la moneda local se deprecia en lugar de apreciarse en un primer momento ante una perturbación monetaria contractiva. A parte de los trabajos mencionados en la introducción para el caso de España, Grilli y Roubini (1994) encuentran esta paradoja para un grupo de países europeos12 . Kim y Roubini (1995) intentan resolver esta paradoja estimando un VAR estructural 11

La paridad descubierta de tipo de interés indica it ¡ i¤t = ¢eet .

12

Curiosamente esta paradoja no existe para el caso de los EE UU. Cristiano, Eichenbaum y Evans (1995) argumentan que es debido a que el Fed es insensible a los movimientos de tipo de cambio, al menos en el corto plazo.

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donde el tipo de interés y el tipo de cambio se determinan simultáneamente. En el presente trabajo también se incluye la determinación simultánea de ambas variables. Al permitir que el Banco de España responda contemporáneamente a innovaciones en el mercado de divisas, se esperaría no encontrar esta paradoja para el caso español, al menos con las estimaciones del VAR estructural y el VAR recursivo por bloques. Adicionalmente, Eichenbaum y Evans (1995), en un trabajo para los EE UU. encuentran la paradoja de prima de riesgo: el dólar continúa apreciándose durante algunos periodos en respuesta a una contración monetaria en lugar de depreciarse.

5

Resultados empíricos

En esta sección se presenta el análisis empírico realizado y se comparan las implicaciones teóricas con las funciones respuesta al impulso estimadas a partir de los 3 modelos VAR. El periodo muestral elegido corresponde a enero 1988-diciembre 1996. Su elección se debió a la transición sufrida por la política monetaria española. Durante este periodo la instrumentación de la regla de política monetaria fue relativamente homogénea. Se puede asociar la decisión de la autoridad monetaria con una regla de …jación de tipo de interés a corto plazo y, por tanto, para el caso de un VAR recursivo y un VAR estructural13 se permite identi…car una perturbación monetaria como una innovación en tipos de interés. Se utilizan datos mensuales debido a que las restricciones de identi…cación son válidas en el corto plazo. Por las razones señaladas en la sección 3 las series usadas en la estimación son las siguientes: Pt : Índice de precios al consumo (IPC). Yt : Índice de producción industrial (IPI). Pt¤ : Índice de materias primas. it : Tipo de interés de intervención en las subastas decenales de certi…cados del 13

Ya se había señalado con anterioridad que con un VAR por bloques se permite explícitamente el mixed targeting.

16

Banco de España (CEBES)14 . Mt : Activos en Manos del Público (ALP). et : Tipo de cambio peseta/marco alemán. Todos los datos, excepto Pt¤ (obtenido de The Economist), se obtuvieron del Boletín Estadístico del Banco de España. La serie de ALP se tomó desestacionalizada del Boletín Estadístico y las demás series, salvo el tipo de intervención, fueron desestacionalizadas con Tramo y Seats. Todas las variables menos el tipo de interés están en logaritmos. Como se señaló en el apartado 3, desde …nales de los años 80 el Banco de España toma como variable instrumental el tipo de interés a corto plazo15 . Sin embargo, los objetivos de crecimiento de la cantidad de dinero continúan desempeñando un papel central de referencia en la toma de decisiones de política monetaria. El papel de ALP como indicador destacado hace que también se decida incluir este agregado monetario dentro de las variables del sistema para identi…car la regla de política monetaria. De todas formas, también se probaron estimaciones sin incluir el agregado monetario e incluyendo distintas de…niciones del agregado (M1, M2 y M3). Los resultados se comentarán a continuación. Finalmente, durante el periodo analizado, la estabilidad del tipo de cambio era uno de los objetivos de las actuaciones del banco central. Por ello, se consideró conveniente introducir el tipo de cambio dentro de la especi…cación de la regla de decisión de la autoridad monetaria, y no sólo a posteriori, para estudiar los efectos de una perturbación monetaria sobre el tipo de cambio16 . El funcionamiento del Sistema Monetario Europeo, con el marco alemán como moneda dominante, propició que la política cambiaria española tomara como referencia el DM; por tanto, el tipo de cambio elegido fue 14

los datos para el tipo de intervención decenal sólo están disponibles a partir de mayo de 1990. Para el periodo 1988-1990 se usa el tipo marginal de las subastas de préstamos de regulación monetaria. 15 Ver Cabrero y Ortega (1996). 16 Véase Dolado y María-Dolores (1998) para una estimación de la función de reacción del Banco de España.

17

pta/DM. Se sigue la convención de la literatura y se estimaron los VAR en niveles en lugar de en primeras diferencias. Como Bernanke y Mihov (1996) argumentan, una especi…cación en niveles conlleva estimadores consistentes aunque exista cointegración entre distintas variables; pero una especi…cación en primeras diferencias es inconsistente si alguna de las variables macroeconómicas está cointegradas. Se utilizaron 6 retardos para estimar los VAR. Como se ha comentado anteriormente la implementación empírica consiste en presentar las funciones respuesta al impulso estimadas de las variables económicas ante una perturbación de política monetaria que incrementa el tipo de interés en cien puntos básicos (un uno por ciento). Las líneas discontinuas representan bandas de más y menos una desviación típica17 . En las …guras 1 y 2 se identi…ca una perturbación monetaria de un uno por ciento con los tres modelos y se observa la respuesta de las variables del sistema ante tal innovación. Con las tres especi…caciones el comportamiento de todas las variables es consistente con el esperado ante una innovación de política monetaria contractiva. Es decir, ante una perturbación monetaria negativa, el tipo de interés se incrementa de forma persistente durante varios periodos, la cantidad de dinero disminuye de manera signi…cativa y el nivel de precios y la producción también caen. De una primera inspección de los grá…cos se puede concluir que con los tres modelos se identi…ca la regla de política monetaria del Banco de España durante el periodo 1988-1996. Una lectura más detallada muestra que la principal diferencia entre las distintas especi…caciones es que las ‡uctuaciones generadas en la economía a partir de una innovación monetaria con el VAR estructural son mayores y más persistentes. En el cuadro 1 se resumen estas funciones de respuesta al impulso de la producción y los precios ante una innovación monetaria negativa. En primer lugar comentar la respuesta inicial cero de ambas variables en los tres 17

Las bandas de error están calculadas usando el método de simulación de Montecarlo con 1000 extracciones a partir del esquema seguido en el ejemplo 10.1 del manual de RATS.

18

modelos. Esto es debido a las restricciones teóricas impuestas en las tres especi…caciones, donde no se permite que la producción y los precios respondan dentro del mismo periodo a una innovación monetaria. En segundo lugar, de este cuadro y las …guras 1 y 2 se desprende que los precios no varían demasiado en los dos primeros meses ante una innovación monetaria, mientras que en los peridos subsiguientes disminuyen. Aunque su respuesta es negativa desde un primer periodo, presentan evidencia empírica a favor de la existencia de rigideces de precios. Adicionalmente, no se encuentra paradoja de precios para el caso de España con ninguno de los tres modelos.18 También se observa que una perturbación de política monetaria no tiene efectos a largo plazo19 sobre el nivel de producción real, aunque el nivel de producción disminuye a corto plazo como cabría esperar. Por otro lado, dicha perturbación sí tiene efecto a medio/largo plazo sobre el nivel de precios nominal. El VAR estructural estimado predice que un incremento no esperado del tipo de interés de un 1% provoca una disminución del nivel de precios en dos años de un 0,27%. Con el VAR recursivo y el VAR por bloques la respuesta estimada de los precios es mucho menor y no signi…cativa a partir de 18 y 24 meses, respectivamente. Se realizaron distintas estimaciones utilizando el tipo de interés de intervención diaria como medida de política monetaria y los resultados apenas cambiaban. Las estimaciones también son robustas a la utilización de M3 como agregado monetario. Cuando se incluyeron otros agregados más estrechos como M2 o M1, la producción, los precios y la cantidad de dinero disminuían ante una perturbación de política monetaria contractiva. Sin embargo, al añadir el tipo de cambio, éste no respondía según las predicciones teóricas. El hecho de no identi…car los efectos de dicha innovación sobre el tipo de cambio muestra evidencia empírica a favor de que el Banco de España controla 18

Strongin (1995), Cristiano y Eichenbaum (1996) y otros autores encuentran esta paradoja para el caso de los EE UU, donde los precios se incrementan en lugar de disminuir ante una perturbación monetaria contractiva. Balmaseda, Braun y Nieto (1998) tampoco encuentran esta paradoja para el caso español. 19 En 24 meses desaparece la persistencia de la respuesta en los tres modelos.

19

agregados monetarios amplios en su regla de decisión de política monetaria. Por otro lado, cuando se utilizaba ALP o M3 en un VAR estructural o un VAR recursivo por bloques, donde se permitía que tanto el agregado monetario como el tipo de interés se determinasen de manera simultánea, no se identi…caba una perturbación de política monetaria si no se incluía el tipo de cambio dentro de la regla de decisión del banco central. Este resultado puede recoger el hecho que ALP o M3 incluyan deuda pública en su composición, que estaría positivamente correlacionada con el tipo de interés, y entonces, un incremento de tipos no provocaría una disminución de la cantidad de dinero, sino un incremento en su demanda. Adicionalmete, en la estimación del VAR estructural, cuando se imponía ¯ ¤6 = 0 se rechaza el contraste de restricciones de sobreidenti…cación20 . En cambio, cuando se permite estimar el parámetro ¯ ¤6 se acepta el contraste de restricciones de sobreidenti…cación al nivel de signi…catividad de 90%. También se realizó un test F de signi…catividad conjunta de los retardos del tipo de cambio en la ecuación de tipo de interés. El valor del estadístico F=3,90 muesta que esta variable es signi…cativa al 99%. Por ello, se decidió incluir el tipo de cambio dentro de la ecuación de decisión de la autoridad monetaria, lo que nos lleva a concluir que en realidad, durante el periodo estudiado, el Banco de España adquirió un …rme compromiso de estabilización del tipo de cambio.

6

Efectos de una perturbación de política monetaria sobre el tipo de cambio pta/DM

De esta primera parte del estudio empírico se puede concluir que con las tres especi…caciones propuestas se identi…ca la regla de política monetaria del Banco de España durante el periodo considerado. Una vez se ha estimado esta regla de decisión y se pueden aislar las perturbaciones monetarias de otras innovaciones, un segundo paso es 20 Se realizó un test de razón de verosimilitudes para contrastar restricciones de sobreidenti…cación. El valor de Â2 = 3; 956 . Cuando se impuso ¯ ¤6 = 0; Â2 = 0; 0114:

20

medir los efectos de estas perturbaciones sobre el tipo de cambio pta/DM durante el perido 1988-1996, uno de los objetivos centrales de este trabajo. La …gura 3 muestra la respuesta predicha del tipo de cambio ante un impulso de política monetaria equivalente a una desviación estándar durante 48 meses. El interés de estos grá…cos no se centra ni en la magnitud ni en la persistencia de la respuesta.21 Sólo es preciso …jarse en la forma de dicha respuesta. Tal como predice la teoría, en la estimación de los VAR se puede observar que el tipo de cambio se aprecia de manera inmediata ante una perturbación monetaria para posteriormente depreciarse hasta llegar a su nivel de equilibrio anterior. Con los resultados obtenidos parece razonable concluir que, para la economía española, independientemente del modelo VAR utilizado para identi…car la regla de política monetaria del banco central, durante el periodo 1988-1996, no existe evidencia empírica a favor de la paradoja de tipo de cambio, ni existe evidencia empírica a favor de la paradoja de prima de riesgo futura con las estimaciones presentadas con el VAR recursivo y el VAR estructural. Estos resultados para el caso de España son coherentes con los hallados por Shioji (1997), que estima un VAR estructural y encuentra que en una submuestra a partir de 1984 no existe paradoja de tipo de cambio. Sin embargo, Jareño, Sebastián y Vallés (1997) sí encuentran evidencia a favor de esta paradoja con un VAR recursivo durante el periodo 1977-1996. La diferencia de los resultados obtenidos aquí con los presentados por estos autores puede venir explicada por el hecho que ellos toman datos trimestrales y, dada la ordenación de las variables en el VAR recursivo, no permiten que el tipo de cambio responda dentro del mismo trimestre a una perturbación monetaria, supuesto poco realista. No obstante, cuando estiman un VAR estructural donde permiten que tipo de interés y tipo de cambio se determinen simultáneamente, esta paradoja desaparece para la economía española. Un comentario adicional sobre la respuesta estimada por el VAR recursivo por 21

Por ello, no están reescalados para poderlos comparar directamente ni están dibujadas las bandas de error. Esta comparación se realiza en la …gura 4.

21

bloques es que el periodo de máxima apreciación de la peseta no es inmediatamente posterior a la perturbación, sino que ésta tiene su máximo efecto sobre el tipo de cambio a los seis meses. Esta respuesta retardada o delayed overshooting es lo que Eichenbaum y Evans (1995) identi…can como paradoja de prima de riesgo futura. Sin embargo, como más adelante se argumenta, la magnitud de esta respuesta hace que no se considere como tal paradoja. Esta evidencia es consistente con el resultado encontrado por Kim (1997) en un estudio sobre política monetaria donde estima un VAR estructural para distintas economías europeas. Una posible causa de este resultado se puede atribuir a las asimetrías de información en los mercados …nanancieros, donde los participantes no conocen la verdadera naturaleza de las perturbaciones monetarias (si éstas son permanentes o transitorias)22 . No obstante, aunque la respuesta cualitativa del tipo de cambio ante una perturbación monetaria contractiva sea muy parecida en las tres especi…caciones, para poder comparar directamente los efectos de una innovación a través de los tres modelos, uno no se puede …jar solamente en la forma de esta respuesta, sino que también se debe comparar la magnitud de tales efectos estimados. Tal como se comprueba en la …gura 4 y en el cuadro 3, donde se presentan las respuestas del tipo de cambio ante una innovación monetaria de un uno por ciento23 , la principal diferencia entre los tres modelos se encuentra en la persistencia y la magnitud de la respuesta del tipo de cambio. Mientras que la estimación obtenida a partir de un VAR recursivo por bloques muestra que esta respuesta nunca es signi…cativamente distinta de cero, la misma perturbación monetaria genera una apreciación inmediata de la peseta cercana al 7,6% a partir de las estimaciones de un VAR estructural. Adicionalmente, se puede argumentar que la ‡uctuación generada a partir de un VAR estructural es mayor en el sentido en que a los 24 meses el tipo de cambio se ha depreciado por encima de su nivel inicial de equilibrio. Finalmente, en 46 periodos el 22

Ver Gourinchas y Tornell (1996). Los tres grá…cos tienen la misma escala para poder comparar directamente la magnitud de las respuestas. 23

22

efecto de la perturbación monetaria deja de ser signi…cativo. Con todo ello, se puede concluir que la magnitud de la respuesta del tipo de cambio ante una innovación de política monetaria sí es sensible al esquema de identi…cación elegido. Finalmente, hay que señalar que se debe tener mucha cautela al interpretar los resultados expuestos a lo largo del trabajo. Por un lado, si con este tipo de modelos se pretende estudiar los efectos cualitativos de distintas perturbaciones sobre la economía, entonces parece ser irrelevante la manera que se elija para identi…car el VAR. En cambio, si lo que se pretende es cuanti…car la magnitud de esta repuesta ante tales perturbaciones, entonces no es indiferente el esquema de identi…cación escogido.

7

Conclusiones

En el presente trabajo se han estudiado los efectos de una perturbación de política monetaria sobre el tipo de cambio durante el periodo 1988-1996 bajo distintos esquemas de identi…cación de un modelo VAR. Un primer paso necesario era identi…car la regla de política monetaria del Banco de España durante este periodo mediante los distintos modelos. Para ello, se propusieron un VAR recursivo, un VAR con restricciones estructurales y un VAR recursivo por bloques, cuya principal diferencia era la manera de imponer restricciones en las relaciones entre variables económicas a corto plazo. Una vez se ha identi…cado empíricamente la regla de decisión del banco central con las distintas especi…caciones, se ha pasado a estudiar y comparar los efectos estimados de una perturbación monetaria sobre la economía española. El análisis empírico realizado muestra que el tipo de cambio es una variable importante en la instrumentación de la política monetaria española durante el periodo 1988-1996. La respuesta cualitativa estimada de las variables económicas ante una perturbación monetaria contractiva es similar en los tres modelos: ante un incremento en el tipo de interés, el agregado monetario disminuye, al igual que los precios y el nivel de producción. Respecto al tipo de cambio peseta/marco alemán, no se encuentra evi23

dencia empírica a favor de la paradoja de tipo de cambio ni de la paradoja de prima de riesgo. Sin embargo, la magnitud y la persistencia de esta respuesta sí es sensible al esquema de identi…cación utilizado. A partir de la literatura actual sobre efectos de perturbaciones de política monetaria y la evidencia empírica presentada en este trabajo, si se quiere estudiar los efectos cualitativos de innovaciones monetarias sobre la economía, parece no ser tan importante el tipo de VAR utilizado para la identi…cación del sistema como las variables incluídas dentro del mismo. Quizás los macroeconomistas se deberían preocupar más por intentar de…nir con mayor precisión las variables que entran a formar parte de la regla de decisión de la autoridad monetaria. Dada la situación actual de la Unión Monetaria Europea y la estrecha interrelación existente entre variables económicas de distintos países, las futuras líneas de investigación en este tipo de trabajos parecen ir encaminadas precisamente en estudiar si se puede incluir otro tipo de variables exógenas (como puede ser el tipo de interés alemán) en la especi…cación de la regla de decisión de la autoridad monetaria y en estudiar mecanismos de transmisión de perturbaciones monetarias dentro del área económica europea.24

24 De hecho, los últimos trabajos publicados por García Montalvo y Shioji (1997) y Kim (1998) siguen esta línea de investigación.

24

8

Apéndice

Finalmente, en las tablas 1.A, 1.B y 1.C se presentan los coe…cientes estimados de la matriz ¡0 para cada uno de los tres modelos propuestos. En un VAR recursivo, los coe…cientes de esta matriz se determinan de manera inmediata estimando regresiones por MCO ecuación a ecuación. En cambio, en un VAR estructural y en un VAR por bloques los coe…cientes se estiman minimizando una función de verosimilitud de parámetros no lineales mediante un algoritmo de RaphsonNewton25 . Aunque en la mayoría de trabajos se presentan estos coe…cientes estimados, se debe tener mucha cautela en su interpretación, ya que las restricciones impuestas hacen que los parámetros sólo estén débilmente identi…cados. Cuadro 1 Coe…cientes contemporáneos de la matriz ¡0 estimados con los distintos modelos Cuadro 1.A Estimaciones con el VAR recursivo 0

0 B 1 B B ¡0; 003 1 B B B B B B B B B B B B B B B B B @

25

1

0

0

0

0

0

0

0; 000

0; 017 1

0

0

(0;000)

(0;016)

0 C C 0 C C

0; 003

0; 001 0; 117 1

0

0

(0;061)

(0;025)

0; 000

0; 021 0; 045 0; 163 1

0

(0;000)

(0;020)

(0;001)

0

(0;144) (0;121)

(0;082)

¡0; 002 0; 089 0; 021 0; 257 1; 083 1 (0;018)

(0;114)

(0;672)

(0;467)

(0;547)

C C C C C C C C C C C C C C C C A

Los coe…cientes se estimaron mediante el procedimiento @Bernanke de RATS.

25

Cuadro 1.B Estimaciones con el VAR estructural 0

0 B 1 B B ¡0; 003 1 B B B B B B B B B B B B B B B B B @

0

0

0

1

0

C C C 0 0 0 0 C C (0;001) C C C 0; 0001 0; 017 1 0 0 0 C (0;0002) (0;016) C C C 0 0; 012 0; 134 1 0; 666 0 C C (0;030) (0;153) (0;770) C C ¡0; 000 0 0 ¡0; 579 1 ¡0; 338 C C (0;001) (1;128) (0;779 C C A ¡0; 005 0; 207 ¡0; 0688 ¡1; 711 6; 520 1 (0;006)

(0;279)

(1;107)

(4;302)

(9;641)

Cuadro 1.C

Estimación con el VAR recursivo por bloques 0

0 0 0 B 1 B B ¡0; 0003 1 0 0 B B B B B B B B B B B B B B B B B @

(0;001)

0; 0001

0 1

(0;0002)

0; 0003

0 0

(0;0005)

¡0; 0004 0 0 (0;0006)

¡0; 001

0 0

(0;007)

0

0

1

C C C 0 0 C C C C C 0 0 0 C C C C 1 ¡0; 093 0 C C (0;731) C C 0; 227 1 0; 035 C C (1;784) (0;864) C C A 0; 003 ¡0; 064 1 (3;647)

(5;983)

Nota: En los tres modelos está representada la matriz ¡0 : El orden del vector de variables es {Pt¤ ; Yt ; Pt ; Mt; it; et g Entre paréntesis, la desviación estándar.

26

9

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28

Cuadro 1 Respuesta de Y y P ante una perturbación monetaria del 1% respuesta¤

persistencia¤¤

inicial

máxima

mes

respuesta

respuesta 24 meses

producción VAR rec.

VAR estr. VAR bloques

0 (0; 082) 0 (0; 082) 0 (0; 082)

¡1; 42

5

27

¡3; 81

12

13

¡1; 23

6

¡0; 24

5

¡0; 45

13

¡0; 23

5

14

(0; 013)

(0; 02)

(0; 015)

¡0; 29

(0; 027) ¡1; 3

(0; 027) 0; 04 (0; 027)

precios VAR rec VAR estr VAR bloques

¤

0 (0; 001) 0 (0; 001) 0 (0; 001)

18 34 24

(0; 002) (0; 003) (0; 002)

¡0; 13

(0; 005) ¡0; 27

(0; 005) ¡0; 09

(0; 005)

Interpretación directa en términos percentuales de la respuesta a una perturbación monetaria

del 1%. ¤¤

Se mide la persistencia como el número de meses en que la respuesta es signi…cativamente

distinta de cero. Nota: Desviación estándar estimada entre paréntesis en tanto por uno. La desviación estimada de los errores futuros no varía según el modelo especi…cado.

29

Cuadro 2 Función de respuesta al impulso del tipo de cambio ante una perturbación de política monetaria del 1% respuesta¤

persistencia¤¤

inicial VAR rec. VAR estr. VAR bloques

¤

5

¡7; 61

46

¡0; 68

0

(0; 010) (0; 010)

mes

respuesta

¡1; 14

(0; 010)

máxima

¡1; 76

2

¡8; 82

2

¡0; 77

6

(0; 015) (0; 015) (0; 02)

respuesta

respuesta

24 meses

48 meses

0; 35

0; 32

(0; 044)

(0; 05)

3; 43

¡0; 00

(0; 044)

(0; 05)

¡0; 18

0; 04

(0; 044)

(0; 05)

Interpretación directa en términos percentuales de la respuesta a una perturbación monetaria

del 1%. ¤¤

Se mide la persistencia como el número de meses en que la respuesta es signi…cativamente

distinta de cero. Nota: Desviación estándar estimada en tanto por uno entre paréntesis. La desviación estimada de los errores futuros no varía según el modelo especi…cado.

30

FIGURA 1.A Perturbación de política monetaria = 1% Respuesta de la producción. (24 meses) VAR RECURSIVO. Y 0,01 0,005 0 1

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

-0,005 -0,01 -0,015 -0,02 -0,025

VAR ESTRUCTURAL. Y 0,01 0 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

-0,01 -0,02 -0,03 -0,04 -0,05 -0,06

VAR POR BLOQUES. Y 0,01 0,005 0

1 -0,005 -0,01 -0,015 -0,02

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

FIGURA 1.B Perturbación de política monetaria = 1% Respuesta del nivel de precios. (24 meses) VAR RECURSIVO. P 0,0005 0 -0,0005 1

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

-0,001 -0,0015 -0,002 -0,0025 -0,003 -0,0035 -0,004 -0,0045

VAR ESTRUCTURAL. P 0,001 0 -0,001

1

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25

-0,002 -0,003 -0,004 -0,005 -0,006 -0,007

VAR POR BLOQUES. P 0,0005 0 -0,0005 -0,001 -0,0015 -0,002 -0,0025 -0,003 -0,0035

1

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

FIGURA 2.A Perturbación de política monetaria = 1%.

VAR RECURSIVO. i 0,012 0,01 0,008 0,006 0,004 0,002 0 -0,002 1

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

-0,004 -0,006 -0,008

VAR ESTRUCTURAL. i 0,015 0,01 0,005 0 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

-0,005 -0,01 -0,015

VAR POR BLOQUES. i 0,012 0,01 0,008 0,006 0,004 0,002 0 -0,002 1 -0,004 -0,006 -0,008

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

FIGURA 2. B Perturbación de política monetaria = 1%. Respuesta del agregado monetario. (24 meses) VAR RECURSIVO. M

0,004 0,002 0 -0,002 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

-0,004 -0,006 -0,008 -0,01 -0,012

VAR ESTRUCTURAL. M

0 1

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25

-0,005 -0,01 -0,015 -0,02 -0,025

VAR POR BLOQUES. M

0,004 0,002 0 1 -0,002 -0,004 -0,006 -0,008

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

FIGURA 2.C

Perturbación de política monetaria = 1% Respuesta de Precio de materias primas. (24 meses) VAR RECURSIVO. P* 0,8 0,6 0,4 0,2 0 -0,2

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

-0,4 -0,6 -0,8

VAR ESTRUCTURAL. P* 1,5 1 0,5 0 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

-0,5 -1 -1,5 -2

VAR POR BLOQUES. P* 0,6 0,4 0,2 0 -0,2 -0,4 -0,6 -0,8 -1

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

FIGURA 3 Respuesta de tipo de cambio ante una perturbación de política monetaria = 1 desv. Estándar. (48 meses)

VAR RECURSIVO. e sigma = 0,0018 0,002 0,001 0 1

3

5

7

9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45 47

-0,001 -0,002 -0,003 -0,004

VAR ESTRUCTURAL. e sigma = 0,0011 0,005 0,003

33

35

37

39

41

43

45

47

33

35

37

39

41

43

45

47

31

29

27

25

23

21

19

17

15

13

9

11

7

5

3

-0,001

1

0,001

-0,003 -0,005 -0,007 -0,009 -0,011

VAR POR BLOQUES. e sigma = 0,0017 0,001 0,0005

-0,0005 -0,001 -0,0015 -0,002

31

29

27

25

23

21

19

17

15

13

11

9

7

5

3

1

0

FIGURA 4 Perturbación de política monetaria = 1% Respuesta del tipo de cambio. (24 meses) VAR RECURSIVO. e

0,035 0,015 -0,005

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

-0,025 -0,045 -0,065 -0,085 -0,105

VAR ESTRUCTURAL. e

0,035 0,015 -0,005

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

-0,025 -0,045 -0,065 -0,085 -0,105

VAR POR BLOQUES. e

0,035 0,015 -0,005 -0,025 -0,045 -0,065 -0,085 -0,105

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

VAR BLOQUES. P 0,0005

0 1

-0,0005

-0,001

-0,0015

-0,002

-0,0025

-0,003

-0,0035

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24

VAR BLOQUES. M 0,004

0,002

0

1

-0,002

-0,004

-0,006

-0,008

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24

VAR BLOQUES. P* 0,6

0,4

0,2

0 1

-0,2

-0,4

-0,6

-0,8

-1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24

VAR BLOQUES. e 0,001

0,0005

0 1

-0,0005

-0,001

-0,0015

-0,002

3

5

7

9

11

13

15

17

19

21

23

25

27

29

31

33

35

37

39

41

43

45

47

VAR ESTRUCTURAL. P 0,001

0 1

-0,001

-0,002

-0,003

-0,004

-0,005

-0,006

-0,007

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24

25

VAR ESTRUCTURAL. Y 0,01

0 1

-0,01

-0,02

-0,03

-0,04

-0,05

-0,06

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24

VAR ESTRUCTURAL. P* 1,5

1

0,5

0 1

-0,5

-1

-1,5

-2

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24

VAR ESTRUCTURAL. e 0,005

0,003

0,001

1 -0,001

-0,003

-0,005

-0,007

-0,009

-0,011

3

5

7

9

11

13

15

17

19

21

23

25

27

29

31

33

35

37

39

41

43

45

47

VAR RECURSIVO. P 0,0005

0 1

-0,0005

-0,001

-0,0015

-0,002

-0,0025

-0,003

-0,0035

-0,004

-0,0045

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24

VAR RECURSIVO. M 0,004

0,002

0 1

-0,002

-0,004

-0,006

-0,008

-0,01

-0,012

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24

VAR RECURSIVO. i 0,012

0,01

0,008

0,006

0,004

0,002

0 1

-0,002

-0,004

-0,006

-0,008

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24

VAR RECURSIVO. e 0,035

0,015

-0,005 1

-0,025

-0,045

-0,065

-0,085

-0,105

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

22

23

24