Apuntes de Economía - Banco Central del Ecuador

Apuntes de Economía
Dirección General
de Estudios
INTERVENCIONES INTRAMARGINALES
Y CREDIBILIDAD DE LA
BANDA CAMBIARIA
REVISIÓN DE LA LITERATURA Y
CONTRASTACIÓN EMPÍRICA
EN EL ECUADOR
Apuntes de Economía No 01
Elaborado por:
Virginia Fierro-Renoy
Septiembre de 1998
Resumen
La no credibilidad perfecta en la banda determina que las anticipaciones de devaluación incluyan en su
cálculo, además de los factores de construcción de la banda - como son las expectativas de reversión del
tipo de cambio a la paridad central de la banda y del diferencial entre la inflación doméstica y externa -, a
las expectativas de realineamiento de la banda.
Aquí se presenta para el caso del Ecuador una primera aproximación acerca de los factores que estarían
determinando esas expectativas de realineamiento de la banda. Los resultados de un test de cointegración,
parecerían indicar que en el Ecuador las anticipaciones de realineamiento de la banda cambiaria están
determinadas por factores fundamentales como son el saldo de la balanza comercial, la brecha entre el
producto y el producto potencial y el crédito neto del BCE al sector público no financiero.
Los comentarios a estos Apuntes de Economía pueden ser enviados a: vfierro@uio.bce.fin.ec
Las opiniones vertidas en este documento no comprometen la política oficial del Banco Central del Ecuador.
© Banco Central del Ecuador.
INTERVENCIONES INTRAMARGINALES Y CREDIBILIDAD DE LA BANDA
CAMBIARIA
REVISIÓN DE LA LITERATURA Y CONTRASTACIÓN EMPÍRICA EN EL ECUADOR
Virginia Fierro-Renoy1
El régimen de bandas cambiarias2, se implementa porque en teoría proporcionan mayor flexibilidad a la
autoridad monetaria que el tipo de cambio fijo con macro ajustes periódicos, a la vez que el tipo de
cambio puede cumplir con el objetivo de ancla nominal sobretodo cuando la paridad central se sitúa por
debajo del objetivo de inflación.
Esa flexibilidad proviene del hecho que las bandas cambiarias tienen un techo y un piso o rango en el que
el tipo de cambio nominal puede fluctuar “libremente” sin que la autoridad monetaria deba intervenir,
dejándole espacio para utilizar instrumentos propios de política monetaria como la tasa de interés.
Las bandas deben ser consistentes con la inflación proyectada, con la inflación internacional proyectada y
con las variaciones del tipo de cambio real. De no serlo, la banda pierde credibilidad y el mercado
conduce al tipo de cambio nominal al nivel que mejor refleje esas condiciones. Si las bandas no son
creíbles, la autoridad monetaria debe intervenir en el mercado cambiario con lo cual pierde espacio para
hacer política monetaria, convirtiéndose las bandas en un régimen de tipo de cambio fijo.
Las bandas cambiarias pueden reducir la volatilidad del tipo de cambio nominal. En efecto, el hecho de
que la autoridad monetaria haga explícita a los agentes económicos la banda dentro de la cual está
dispuesta a mantener al tipo de cambio nominal, hace que sus variaciones sean menos marcadas. Esto si
las bandas son creíbles. Si no lo son, la volatilidad del tipo de cambio puede ser incluso mayor que bajo
tipo de cambio fijo cuando el tipo de cambio se acerca a los extremos de la banda.
El modelo de bandas con credibilidad perfecta implica, por construcción, que las tasas de interés sean más
volátiles que bajo un régimen de tipo de cambio fijo, por la tasa de anticipación de la reversión a la media.
En circunstancias de debilidad del sistema financiero como las actuales en el sistema ecuatoriano, en las
que la estabilidad de las tasas de interés es un argumento razonable que puede esgrimir la autoridad
monetaria para intervenir intramarginalmente en la banda cambiaria, el manejo del tipo de cambio se
convierte en un manejo de tipo de cambio fijo, eliminándose los grados de flexibilidad que las bandas
otorgan al hacedor de política monetaria.
De lo expuesto, las preguntas que surgen son las siguientes. Se cumplen los supuestos de base para el
buen funcionamiento de la banda cambiaria? La banda cambiaria está bien construida en el Ecuador? Qué
beneficio le confiere a la economía el régimen de bandas con intervenciones marginales? La banda
cambiaria es creíble? De no serlo, qué factores estarían determinando la no credibilidad?
En estos Apuntes de Economía se trata de responder esas preguntas al presentar ciertas métricas a partir
de las cuales se puedan inferir respuestas o referencias bibliográficas que tratan el tema. El tema de la
construcción de la banda no se aborda en esta Nota pudiendo consultarse para el efecto a Chumacero y
Quiroz (1998).
1
Economista de la Dirección General de Estudios del Banco Central del Ecuador. La autora agradece los
comentarios de Nader Nazmi.
2
También conocidas como corredores cambiarios o zonas objetivo (“target zones”).
2
1. SUPUESTOS DEL MODELO DE KRUGMAN (1991)
El modelo de Krugman (1991) se basa en dos grandes supuestos3:
1. La autoridad monetaria no realiza intervenciones intramarginales en el mercado cambiario (i.e.,
cuando el tipo de cambio se encuentra dentro de los límites de la banda) sino tan sólo cuando el tipo
de cambio se sitúa en los extremos de la banda.
2. Existe credibilidad perfecta y anticipaciones racionales.- es decir que los agentes económicos creen en
los límites de la banda y que el tipo de cambio se mantiene dentro de la banda. Este supuesto implica,
a) que la banda tiene un efecto estabilizador intrínseco (efecto “honey moon”) sobre el tipo de
cambio al (este) acercarse de manera más lenta a los límites superiores e inferiores de la
banda,
b) “smooth pasting”, que consiste en que las variaciones del tipo de cambio frente a una
variación de los fundamentales que las determinan se va haciendo cada vez menor en la
medida en que se acerca a los límites de la banda de fluctuación, hasta alcanzar una variación
de cero o “insensibilidad” del tipo de cambio nominal a las variaciones de los fundamentales.
Basados en estos dos supuestos, se extraen algunas implicaciones del régimen de bandas cambiarias vis-àvis de otros regímenes:
1. El efecto estabilizador de las bandas implicaría que el tipo de cambio nominal es más estable bajo el
régimen de bandas que bajo fluctuación.
2. El efecto de “smooth pasting” y el hecho de que la autoridad monetaria no interviene sino
marginalmente, significaría que el tipo de cambio nominal pasa la mayor parte del tiempo pegado a los
límites de las bandas ya que el tipo de cambio se movería más lentamente en los extremos de la banda.
3. Al basarse en el principio de la paridad de tasas de interés no cubierta (uncovered interest parity), el
diferencial de tasas de interés domésticas e internacionales debería ser un buen indicador de las
anticipaciones de reversión del tipo de cambio a la paridad central de la banda cambiaria. En la
práctica debería constatarse una relación inversa entre el diferencial de las tasas y la posición del tipo
de cambio dentro de la banda.
4. Dado que existe un callejón dentro del cual el tipo de cambio puede fluctuar libremente, el régimen de
bandas permite un poco más de flexibilidad a la política monetaria que un régimen de tipo de cambio
fijo.
5. Las tasas de interés observarían una mayor volatilidad en relación a un régimen de cambio fijo en la
medida en que las tasas de interés se verían afectadas por las anticipaciones de reversión del tipo de
cambio a la paridad central de la banda.
Los test empíricos del modelo lo han rechazado sistemáticamente desde su publicación en 1991
(Svensson, 1992:125). Más recientemente, la experiencia registrada por los países en el manejo de las
bandas confiere la respuesta a ese rechazo al hecho de que los supuestos fundamentales sobre los que se
basa el modelo de Krugman (1991) no se cumplen en la práctica; a saber, que los bancos centrales
efectúan intervenciones intramarginales y que no existe credibilidad perfecta en las bandas (Magendzo,
Rojas y Vergara, 1995).
1.1. Intervenciones intramarginales
Con respecto a las intervenciones intramarginales, esto es especialmente cierto en la experiencia
ecuatoriana a partir de noviembre de 1996, cuando las intervenciones del banco central sitúan al tipo de
cambio dentro de una intrabanda construida alrededor de la paridad central de la banda.
3
Para la presentación formal del modelo y de sus implicaciones ver: Krugman (1991). Para una explicación detallada
del mismo ver: Salvador y Villafuerte (1995).
3
Las intervenciones intramarginales cuyo objetivo es “situar” al tipo de cambio dentro de la banda y
estabilizarlo alrededor de la paridad central convierte al régimen en un régimen de tipo de cambio fijo, en
el que la autoridad monetaria deja de tener ese “margen de maniobra” que en teoría ofrecen las bandas a
las autoridades monetarias para hacer política monetaria.
Las intervenciones intramarginales hacen que el tipo de cambio ya no se sitúe la mayor parte del tiempo
en los extremos de la banda (segunda implicación de los supuestos básicos del modelo). En efecto, en el
Ecuador desde la instrumentación de las bandas cambiarias en diciembre de 1994, el tipo de cambio a la
venta no se ha ubicado mayoritariamente en los extremos de la banda (Anexo 1).
Lo que es cierto para la experiencia en su conjunto, no es cierto para todos los “episodios”. Mientras en el
segundo episodio (diez meses), se pudiera apreciar una tendencia a la apreciación del tipo de cambio, en
los tercero y cuarto episodios (alrededor de un año y medio), el tipo de cambio tiende a situarse cerca del
techo. En cambio, durante el quinto episodio de la banda, esto es un año, el tipo de cambio se sitúa
mayoritariamente en un 10 por ciento por debajo de la paridad central (Anexo 1).
En efecto, el Banco Central no tan sólo que interviene intramarginalmente en forma esporádica sino que
interviene en forma regular a fin de conducir al tipo de cambio dentro de una intrabanda pegada a la
paridad central, lo cual resta aún más el margen de flexibilidad que las bandas, en principio, otorgan al
hacedor de política monetaria.
El argumento que se esgrime para intervenir intramarginalmente es la estabilidad de las tasas de interés,
elemento considerado como necesario dada la vulnerabilidad del sistema financiero4. A través de las
intervenciones intramarginales, el Banco Central estaría evitando la volatidad de las tasas de interés que,
de acuerdo al modelo de bandas cambiarias, es producto de las expectativas de reversión a la media.
Lo anterior supone relaciones que quedan para contrastación empírica, a saber,
• una relación de causalidad entre la volatilidad de las tasas de interés y el tipo de cambio/expectativas
de reversión a la media, y
• una elevada sensibilidad de las tasas de interés pasivas a las fluctuaciones de las tasas de interés
interbancarias.
Con respecto al primer punto, Roberto Ayala (1998)5 provee evidencia empírica que sugiere que una
disminución de las fluctuaciones del tipo de cambio reduciría la volatilidad de la tasa de interés
interbancaria mientras que incrementaría la de la tasa de interés pasiva referencial6.
De ser así, el hacedor de política monetaria estaría dedicando un esfuerzo innecesario a la defensa de un
tipo de cambio fijo, perdiendo flexibibilidad en el manejo monetario y premiando la entrada de capitales
de corto plazo.
1.2. Credibilidad de la Banda
Las propiedades “estabilizadoras” del tipo de cambio del sistema de bandas se basan en el supuesto de
que los agentes económicos creen en la disposición y capacidad de las autoridades monetarias de
mantener la banda. El hecho de que los agentes crean en la banda implica, en efecto, que los agentes
anticipen “reversión a la media” del tipo de cambio cuando el tipo de cambio se aleja de la paridad
central; i.e. que la autoridad monetaria intervenga en el mercado cambiario para encausar al tipo de
cambio dentro de la banda cambiaria.
4
Para un análisis sobre la incidencia de las condiciones de la economía en la situación de los bancos y financieras en
el país ver: Banco Central del Ecuador, 1996.
5
El autor provee evidencia empírica de que la volatilidad del tipo de cambio ha disminuido desde la introducción del
régimen de bandas (verificándose la primera implicación del modelo en el Ecuador).
6
En principio una mayor fluctuación del tipo de cambio permite un mayor control de los agregados por parte de la
autoridad monetaria con el objetivo de influir positivamente sobre las expectativas de inflación y de devaluación
(Ayala, 1998:5).
4
Se supone entonces, que mientras más se aleja el tipo de cambio de la paridad central, mayor es la
anticipación de una devaluación/revaluación.
Este movimiento esperado del tipo de cambio nominal o de reversión a la media se da si los agentes
económicos creen en la banda. Aquí se expondrán algunos elementos que sugieren que en Ecuador los
agentes no creen necesariamente en que la autoridad monetaria vaya a encausar al tipo de cambio cuando
este se acerca al techo o al piso de la banda y que anticipan su realineamiento.
La anticipación de realineamiento puede darse por una o más de las siguientes razones:
• no se verifica algún requisito de consistencia de la banda como pueden ser que la inflación registrada
sea mayor que la proyectada; que el tipo de cambio real se vea afectado por algún shock que entrañe
un cambio permanente en su comportamiento o que la amplitud de la banda no esté bien calculada
(Chumacero y Quiroz, 1998),
• se considera que el Banco Central no tiene la capacidad de defender a la banda tras un ataque
especulativo; i.e., no cuenta con las reservas monetarias internacionales suficientes7,
• se prevé la adopción de otro régimen cambiario (caso de cambio de gobierno o de gabinete
económico).
En el Ecuador, en tres años y ocho meses de experiencia con la banda cambiaria, ésta se ha realineado en
seis ocasiones8, por lo que no parecería razonable pensar que “la banda” haya adquirido la credibilidad
que tan sólo se construye con años sin realineaciones9.
Si existen indicios de que los agentes no creen plenamente en al banda y que anticipan realineamientos en
la misma, el modelo básico de bandas cambiarias debe extenderse a fin de incorporar estas anticipaciones.
La expectativa de devaluación sería igual a la suma de la tasa esperada de reversión a la media más la tasa
esperada de realineamiento de la banda (Bertola y Caballero, 1992).
Paridad no cubierta de tasas de interés
En el caso del Ecuador, el diferencial de tasas de interés10 presenta un coeficiente de correlación (R2)
positivo con la posición del tipo de cambio en la banda11 (gráfico 2) lo cual, en términos de la hipótesis de
la paridad no cubierta de tasas de interés, puede ser considerado como un indicio de no credibilidad en la
banda. De acuerdo al gráfico, mientras mayor es el tipo de cambio a la paridad central, mayor es el
diferencial de tasas que se observa. En suma, los agentes no estarían anticipando reversión a la media.
En efecto, bajo credibilidad perfecta el diferencial de tasas de interés debería ser un buen indicador de la
anticipación de reversión del tipo de cambio a la paridad central; i.e., cuando el tipo de cambio se
encuentra en el techo de la banda, los agentes deberían anticipar una disminución del tipo de cambio
(apreciación) y debería observarse una disminución del diferencial de tasas.
7
Ver: Agénor et al. (1992) como ejemplo de la vasta bibliografía sobre ataques especulativos y regímenes de tipo de
cambio que colapsan basada en modelos en los que se asume que se permite de manera pasiva la erosión de la base
monetaria en la magnitud del ataque especulativo. Ver: Flood et al. (1995) para un modelo en el que se asume que se
esterilizan los ataques especulativos.
8
Para un recuento detallado sobre estas realineaciones, ver: Ayala y Villafuerte (1998).
9
Véase el período de “la política de rigor” en Francia como un ejemplo del esfuerzo para establecer la reputación y
credibilidad de la banda.
10
Medido como la diferencia entre la tasa pasiva referencial sucres y la tasa pasiva referencial dólares (obtenidas de
la Información Estadística Mensual del BCE).
11
En el anexo 3 se presenta la relación con el período completo. Si no se incluye el período durante el cual el
diferencial de tasas superó el 50%, la relación que se constata es la que se reporta en el gráfico 2.
5
Gráfico 2
Ecuador: Diferencial de tasas de interés contra desviaciones del tipo de
cambio de la paridad central, dic.1994-mayo 1998 (excluye observaciones del
feb.27/95-abr.07/95)
(tasa pasiva referencial sucres-tasa pasiva referencial dólares)
40
35
30
25
20
2
y = 0.235x + 1.0572x + 25.089
2
R = 0.4754
15
10
-5.0
-4.0
-3.0
-2.0
-1.0
0.0
1.0
2.0
3.0
4.0
5.0
6.0
(tipo de cambio spot-paridad central)/paridad central*100
Polinómica ((tipo de cambio spot-paridad central)/paridad central*100)
Fuente: Información Estadística Mensual. Varios números. BCE.
La no credibilidad perfecta en la banda puede medirse a través de los test de credibilidad propuestos por
Svensson (1992) y que de hecho los calcula diariamente el Banco Central.
El test de credibilidad parte de la hipótesis de paridad cubierta de tasas de interés condición básica del
equilibrio del mercado cambiario12, así, bajo credibilidad perfecta de la banda, el diferencial de tasas de
interés debería ser igual a la expectativa de reversión del tipo de cambio nominal a la paridad central. En
el Ecuador, durante el período de vigencia de la banda no se observa esta igualdad (Gráfico 3),
registrándose una discrepancia que puede ser explicada por expectativas de realineamiento de la banda.
Gráfico 3
DISCREPANCIA ENTRE DIFERENCIAL DE TASAS DE INTERÉS Y ANTICIPACIÓN DE REVERSIÓN A LA MEDIA
M ide la diferencia entre la devaluación implícita en las tasas de interés y un cómputo de
devaluación esperada bajo credibilidad en la banda cambiaria, calculado en base al tipo de
cambio spot y la paridad central después de un mes. Bajo credibilidad se debería esperar que
esta variable fluctúe en torno al cero, en tanto que valores positivos representarían expectativas
de devaluación.
21-Dic-94
05-Ene-95
19-Ene-95
02-Feb-95
16-Feb-95
02-Mar-95
16-Mar-95
30-Mar-95
13-Abr-95
28-Abr-95
15-May-95
30-May-95
13-Jun-95
27-Jun-95
11-Jul-95
25-Jul-95
08-Ago-95
23-Ago-95
06-Sep-95
20-Sep-95
04-Oct-95
19-Oct-95
06-Nov-95
20-Nov-95
04-Dic-95
19-Dic-95
04-Ene-96
18-Ene-96
01-Feb-96
15-Feb-96
04-Mar-96
18-Mar-96
01-Abr-96
17-Abr-96
02-May-96
16-May-96
31-May-96
14-Jun-96
28-Jun-96
12-Jul-96
26-Jul-96
09-Ago-96
23-Ago-96
06-Sep-96
20-Sep-96
04-Oct-96
21-Oct-96
04-Nov-96
18-Nov-96
02-Dic-96
16-Dic-96
02-Ene-97
16-Ene-97
30-Ene-97
18-Feb-97
04-Mar-97
18-Mar-97
02-Abr-97
16-Abr-97
30-Abr-97
16-May-97
30-May-97
13-Jun-97
27-Jun-97
11-Jul-97
25-Jul-97
08-Ago-97
22-Ago-97
05-Sep-97
19-Sep-97
03-Oct-97
20-Oct-97
04-Nov-97
18-Nov-97
02-Dic-97
16-Dic-97
02-Ene-98
16-Ene-98
30-Ene-98
13-Feb-98
03-Mar-98
17-Mar-98
31-Mar-98
15-Abr-98
29-Abr-98
95.00
85.00
75.00
65.00
55.00
45.00
35.00
25.00
15.00
5.00
(5.00)
(15.00)
(25.00)
(35.00)
(45.00)
(55.00)
(65.00)
(75.00)
(85.00)
(95.00)
Fuente y Elaboración: Proceso de Estadísticas. Dirección General de Estudios. Banco Central del Ecuador.
12
La paridad cubierta de tasas de interés está definida como “la igualdad entre las rentabilidades esperadas de dos
depósitos denominados en dos divisas cualesquiera y expresadas en la misma unidad monetaria”. El supuesto de
e
paridad de intereses puede formalizarse en la siguiente ecuación: R = R * + E − E donde R , es la tasa de
E
rentabilidad doméstica esperada sobre los depósitos (la misma que puede aproximarse como la tasa de interés
nominal de los depósitos domésticos); R * , la tasa de rentabilidad esperada sobre los depósitos en moneda extranjera
e
(que puede aproximarse como la tasa de interés nominal sobre esos depósitos) y E − E , la tasa de depreciación
E
esperada de la moneda doméstica respecto de la moneda extranjera.
6
El supuesto de la paridad de tasas de interés presupone, además, una relación negativa entre el diferencial
de tasas de interés doméstica y externa y la expectativa de reversión a la media. En Ecuador el coeficiente
de correlación entre estas variables con observaciones diarias desde el inicio de la banda es negativa (0.44) de diciembre de 1994 a septiembre de 1998 (período de vigencia de las bandas), por lo que el tipo
de cambio nominal eventualmente pudiera observar una trayectoria en forma de S como lo preconiza el
modelo de bandas.
Lo que es cierto para el período en su conjunto, sin embargo, no es cierto para todos los períodos; tan sólo
durante los episodios de la segunda banda y quinta bandas se ratifica la relación negativa entre el
diferencial de tasas y expectativas de reversión a la media. Esto puede observarse de manera menos
formal en el recorrido de ambas variables (gráfico 4). El hecho de que se verifique una relación positiva
entre las variables implicaría que el recorrido del tipo de cambio nominal sea en forma de S invertida. Así
la volatilidad del tipo de cambio al acercarse a los extremos de la banda tendería a aumentar y no a
disminuir como se espera del segundo supuesto del modelo.
En efecto, el modelo de bandas bajo credibilidad perfecta supone que se verifica un “smooth pasting” del
tipo de cambio cuando este se acerca a los extremos de la banda; es decir que la volatilidad del tipo de
cambio spot disminuye. La verificación empírica en el caso ecuatoriano para todo el período de su
experiencia con bandas es que la volatilidad del tipo de cambio13 registrada en el límite inferior de la
banda es elevada para disminuir constantemente mientras el tipo de cambio se acerca al límite superior de
la banda (gráfico 5).
La casi inexistente volatilidad del tipo de cambio registrada durante el quinto episodio de la banda
cambiaria, suaviza lo que se registra el resto de episodios; i.e., la volatilidad se incrementa mientras el
tipo de cambio es mayor que el piso de la banda y se acerca a la paridad central para luego disminuir
mientras se acerca al techo de la banda.
Gráfico 4
Ecuador: Diferencial de Tasas de Interés y Anticipación de Reversión a la
Media de la Banda Cambiaria, Dic.1994-Ago. 1998
60
140
R>0
R>0
R>0
R<0
R>0
R<0
50
100
80
40
60
30
40
20
R>0
20
0
Diferencial de Tasas de Interés
Anticipación de Reversión a la Media
120
-20
10
-40
0
22-Jul-98
24-Abr-98
09-Jun-98
11-Mar-98
08-Dic-97
23-Ene-98
23-Oct-97
28-Jul-97
09-Sep-97
29-Abr-97
13-Jun-97
14-Mar-97
10-Dic-96
27-Ene-97
28-Oct-96
31-Jul-96
12-Sep-96
18-Jun-96
18-Mar-96
03-May-96
15-Dic-95
31-Ene-96
30-Oct-95
14-Sep-95
19-Jun-95
01-Ago-95
20-Mar-95
04-May-95
21-Dic-94
03-Feb-95
-60
(paridad central a un mes-tipo de cambio spot)/tipo de cambio spot
(Pasiva referencial sucres-pasiva referencial dólares)
Fuente: Proceso de Estadísticas. Dirección General de Estudios. Banco
Central del Ecuador.
13
Medida como la desviación standard de sus variaciones.
7
Gráfico 5
Ecuador: Volatilidad del tipo de cambio a la venta vis-à-vis de su ubicación en
la banda cambiaria, dic. 1994- mayo 1998
100
90
80
70
Porcentaje
60
50
40
30
20
2
R = 0.3471
10
0
-5
-4
-3
-2
-1
0
1
2
3
(Desviación standard de variaciones del tipo de cambio spot)*100
Lineal ((Desviación standard de variaciones del tipo de cambio spot)*100)
Fuente: Información Estadística Mensual, varios números BCE.
8
4
5
2. MODELO CON ANTICIPACIONES DE REALINEAMIENTO
De la sección anterior parecería ser que en el Ecuador además de las expectativas de reversión a la media,
los agentes incorporan en sus expectativas de devaluación del tipo de cambio a las expectativas de
realineamiento. En esta sección se presentan los resultados de una estimación de los posibles
determinantes de esas expectativas.
2.1 Cálculo de las anticipaciones de realineamiento
Formalmente (Magendzo et al., 1995:17-18), la tasa esperada de depreciación del tipo de cambio bajo un
régimen de bandas, E t ∆st +1 , sería igual a,
(1)
E t ∆st +1 = E t ∆ct +1 + E t ∆x t +1
donde, E t ∆ct +1 es la expectativa de devaluación dentro de la banda;
realineamiento de la banda.
E t ∆x t +1 es la expectativa de
La expectativa de devaluación dentro de la banda a su vez es igual a la anticipación de reversión a la
media,
(2)
E t ∆z t +1 , más la diferencia esperada entre la inflación doméstica y externa, E t ∆ctinf+1 ,
E t ∆ct +1 = E t ∆z t +1 + E t ∆ctinf+1
Puesto que el modelo asume paridad de las tasas de interés, las expectativas de realineamiento de la banda
tendrían la siguiente expresión:
(3)
donde
E t ∆x t +1 = ( R − R*) − E t ∆z t +1 − E t ∆ctinf+1
( R − R*) es el diferencial entre las tasas de interés doméstica y externa.
2.2 Determinantes de las expectativas de realineamiento de la banda en el Ecuador
Partiendo de la premisa de que las expectativas de realineamiento de la banda están en función del
comportamiento de variables fundamentales, se buscó una relación de cointegración de esas expectativas
con las siguientes variables externas: reserva monetaria internacional, balanza comercial, exportaciones,
importaciones, índice de los términos de intercambio. Como variables fiscales se incluyeron el crédito
interno neto del BCE al sector público no financiero y el precio del petróleo. Además se incluyó a la
brecha entre el producto y el producto potencial.
Se encontró una ecuación de cointegración entre las expectativas de realineamiento (REALIG), el saldo
de la balanza comercial (BC), la brecha entre el producto y el producto potencial (GAP) y el crédito
interno neto del BCE al sector público no financiero (CIN). Los resultados apuntan en la dirección
esperada en la relación inversa que existiría entre el superavit de la balanza comercial y las expectativas
de realineamiento; así mismo, se constataría una relación positiva entre las expectativas de realineamiento
y la brecha del producto y el crédito interno neto.
2.3 Cifras utilizadas14
El test de cointegración se realizó en base a observaciones mensuales de las variables para el período
diciembre de 1994-agosto 1998, excepción hecha del tipo de cambio nominal y expectativas de reversión
a la media para las cuales se calculó el promedio mensual de las observaciones diarias.
Las expectativas de realineamiento fueron calculadas como se indicara arriba. El diferencial de tasas de
interés corresponde a la diferencia entre la tasa pasiva referencial en sucres y la tasa pasiva referencial en
dólares reportadas en la Información Estadística Mensual. Así mismo, las observaciones de BC y el CIN
14
En el anexo 4 se presentan las variables utilizadas en el test de cointegración.
9
corresponden a la información reportada en la Información Estadística Mensual. La brecha del producto
(GAP) se calculó como el residuo del IDEAC en función de su tendencia. La serie del IDEAC fue
proporcionada por el proceso de estadísticas del BCE. La expectativa de reversión a la media está
calculada como la variación entre la paridad central a un mes y el tipo de cambio spot. La diferencia
esperada entre la inflación doméstica y la internacional se calculó en base a los índices de precios al
consumidor del Ecuador y de los Estados Unidos de América; los índices de precios se obtuvieron de la
Información Estadística Mensual y la línea 64 del International Financial Statistics, respectivamente.
Además de las variables endógenas el test de cointegración se realizó con una constante y una variable
dummy (DUMREALIG) que captura los realineamientos de la banda cambiaria (1 para el mes en que se
registró el realineamiento y cero en el resto de meses), como variables exógenas.
Se espera que la BC tenga un impacto negativo sobre las expectativas de realineamiento; i.e. , a mayor
saldo de la balanza comercial menores expectativas de relineamiento. Se incluye al CIN como una proxy
de las necesidades de financiamiento del sector público no financiero por lo que se espera, que una mayor
acumulación de depósitos del fisco en el Banco Central tenga un impacto negativo sobre las expectativas
de realineamiento; el signo esperado para el coeficiente del CIN sería por tanto negativo15. Finalmente, el
signo de GAP debería ser positivo ya que teóricamente un incremento de la brecha del producto debería
incrementar las expectativas de realineamiento de la banda.
2.4 Resultados del test de cointegración
El test de Cointegración de Johansen arrojó una ecuación de cointegración16 (Anexo 5) que sugiere una
relación de largo plazo entre las variables endógenas:
REALIG
1.000000
BC
0.314541
(0.12301)
GAP
-16.64746
(5.47378)
CIN
-0.000166
(2.9E-05)
@TREND(95:01)
-0.023019
(Ecuación de Cointegración con constante y tendencia y tendencia lineal en VAR)
Los resultados son robustos en la medida que los resultados que arrojan diferentes especificaciones de la
ecuación de cointegración son prácticamente los mismos (Anexo 7).
Los signos son los esperados. De los resultados habría evidencia empírica, por tanto, de que un mejor
saldo de la balanza comercial y una menor brecha del producto serían percibidas elementos favorables
para la estabilidad del tipo de cambio, por lo que las expectativas de realineamiento de la banda serían
menores. Una disminución de los depósitos del sector público no financiero en el BCE “alimentarían” las
expectativas de realineamiento de la banda, dando cuenta del impacto desfavorable que la percepción de
un posible deterioro de las cuentas fiscales tendría sobre el tipo de cambio.
3. CONCLUSIONES
Siguiendo a Bertola y Caballero (1992) y Magendzo et al. (1995), en esta Apuntes de Economía se pasa
revista a los supuestos de base del modelo de Krugman (1991); se enumeran las implicaciones empíricas
de esos supuestos y se presenta a las intervenciones intramarginales del Banco Central y a la no
credibilidad perfecta en las bandas como factores para que varias de esas implicaciones no se observen en
el Ecuador.
La no credibilidad perfecta en la banda determina que las anticipaciones de devaluación incluyan en su
cálculo, además de los factores de construcción de la banda - como son las expectativas de reversión del
tipo de cambio a la paridad central de la banda y del diferencial entre la inflación doméstica y externa -, a
las expectativas de realineamiento de la banda.
15
16
El sector público no financiero es acreedor neto del BCE por lo que la variable CIN es negativa.
Se presenta la especificación que minimiza los criterios de Akaike y Shwartz (Anexo 6).
10
Así, se presenta para el caso del Ecuador una primera aproximación acerca de los factores que estarían
determinando esas expectativas de realineamiento de la banda. Los resultados de un test de cointegración,
parecerían indicar que en el Ecuador las anticipaciones de realineamiento de la banda cambiaria están
determinadas por factores fundamentales como son el saldo de la balanza comercial, la brecha entre el
producto y el producto potencial y el crédito neto del BCE al sector público no financiero.
11
5400
5300
5200
5100
5000
4900
4800
4700
4600
4500
4400
4300
4200
4100
4000
3900
3800
3700
3600
3500
3400
3300
3200
3100
3000
2900
2800
2700
2600
2500
2400
2300
2200
12
Fecha
04-Ene-95
18-Ene-95
01-Feb-95
15-Feb-95
01-Mar-95
15-Mar-95
29-Mar-95
12-Abr-95
27-Abr-95
12-May-95
29-May-95
12-Jun-95
26-Jun-95
10-Jul-95
24-Jul-95
07-Ago-95
22-Ago-95
05-Sep-95
19-Sep-95
03-Oct-95
18-Oct-95
01-Nov-95
17-Nov-95
01-Dic-95
18-Dic-95
03-Ene-96
17-Ene-96
31-Ene-96
14-Feb-96
01-Mar-96
15-Mar-96
29-Mar-96
16-Abr-96
30-Abr-96
15-May-96
30-May-96
13-Jun-96
27-Jun-96
11-Jul-96
25-Jul-96
08-Ago-96
22-Ago-96
05-Sep-96
19-Sep-96
03-Oct-96
18-Oct-96
01-Nov-96
15-Nov-96
29-Nov-96
13-Dic-96
30-Dic-96
15-Ene-97
29-Ene-97
17-Feb-97
03-Mar-97
17-Mar-97
01-Abr-97
15-Abr-97
29-Abr-97
15-May-97
29-May-97
12-Jun-97
26-Jun-97
10-Jul-97
24-Jul-97
07-Ago-97
21-Ago-97
04-Sep-97
18-Sep-97
02-Oct-97
17-Oct-97
31-Oct-97
17-Nov-97
01-Dic-97
15-Dic-97
30-Dic-97
15-Ene-98
29-Ene-98
12-Feb-98
Anexo 1
Ecuador: Banda Cambiaria
BANDA CAMBIARIA Y COTIZACION OBSERVADA
Límites superior e inferior de la banda de intervención del Banco Central del
Ecuador.
Cotización observada del tipo de cambio promedio de venta del mercado
interbancario.
Banda Cambiaria
Co t i z a c i ón
Anexo 2
Ecuador: Porcentaje de las observaciones del tipo de cambio a la venta y fracción de la banda
cambiaria
Porcentaje de las observaciones
Ecuador: Observaciones del tipo de cambio a la venta, dic.1995-mayo 1998
24.0
23.0
22.0
21.0
20.0
19.0
18.0
17.0
16.0
15.0
14.0
13.0
12.0
11.0
10.0
9.0
8.0
7.0
6.0
5.0
4.0
3.0
2.0
1.0
0.0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
100
+
de
100
Fracción de la banda cambiaria (0 =piso; 50 =paridad central;100= techo)
Todas las Bandas
Ecuador: Observaciones del tipo de cambio a la venta, dic. 21 1994-feb.15 1995
18.0
Ecuador: Observaciones del tipo de cambio nominal, ago.09 1996-mar.03 1997
17.0
40.0
15.0
14.0
35.0
13.0
Porcentaje de las observaciones
Porcentaje de las observaciones
16.0
12.0
11.0
10.0
9.0
8.0
7.0
6.0
5.0
4.0
3.0
2.0
1.0
30.0
25.0
20.0
15.0
10.0
5.0
0.0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
100
+
de
100
0.0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
100
+
de
100
100
+
de
100
Fracción de la banda cambiaria (0 =piso; 50 =paridad central;100= techo)
Fracción de la banda cambiaria (0 =piso; 50 =paridad central;100= techo)
Primera Banda
Cuarta Banda
Ecuador: Observaciones del tipo de cambio a la venta, mar.04 1997-mar.25 1998
70.0
Porcentaje de las observaciones
65.0
60.0
55.0
50.0
45.0
40.0
35.0
30.0
25.0
20.0
15.0
10.0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
100
+
de
100
5.0
0.0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
Fracción de la banda cambiaria (0 =piso; 50 =paridad central;100= techo)
Fracción de la banda cambiaria (0 =piso; 50 =paridad central;100= techo)
Segunda Banda
Quinta Banda
Ecuador: Observaciones del tipo de cambio a la venta, oct. 31 1995- ago. 08 1996
60.0
55.0
Porcentaje de las observaciones
Porcentaje de las observaciones
Ecuador: Observaciones del tipo de cambio, feb.16 1995 oct. 30 1995
25.0
24.0
23.0
22.0
21.0
20.0
19.0
18.0
17.0
16.0
15.0
14.0
13.0
12.0
11.0
10.0
9.0
8.0
7.0
6.0
5.0
4.0
3.0
2.0
1.0
0.0
50.0
45.0
40.0
35.0
30.0
25.0
20.0
15.0
10.0
5.0
0.0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
100
+
de
100
Fracción de la banda cambiaria (0 =piso; 50 =paridad central;100= techo)
Tercera Banda
13
Anexo 3
Ecuador: Diferenciales de tasas de interés frente a desviaciones del tipo de
cambio de la paridad central, nov.1994-mayo 1998
55.00
50.00
45.00
40.00
35.00
30.00
25.00
0.0476x
y = 26.531e
20.00
2
R = 0.2519
15.00
10.00
-5.0
-4.0
-3.0
-2.0
-1.0
0.0
1.0
2.0
3.0
(tipo de cambio spot-paridad central)/paridad central*100
Exponencial ((tipo de cambio spot-paridad central)/paridad central*100)
14
4.0
5.0
6.0
Anexo 4
Observaciones de las variables utilizadas
REALIG
1994:12
1995:01
1995:02
1995:03
1995:04
1995:05
1995:06
1995:07
1995:08
1995:09
1995:10
1995:11
1995:12
1996:01
1996:02
1996:03
1996:04
1996:05
1996:06
1996:07
1996:08
1996:09
1996:10
1996:11
1996:12
1997:01
1997:02
1997:03
1997:04
1997:05
1997:06
1997:07
1997:08
1997:09
1997:10
1997:11
1997:12
1998:01
1998:02
1998:03
1998:04
1998:05
1998:06
1998:07
1998:08
1998:09
BC
GAP
-26.28998 86.00000 -2.097283 -2998794.
-2.249460 -7.000000 -2.185027 -2882757.
-14.48817 -3.000000 -2.005771 -2616914.
-11.84300 -2.000000 -1.659515 -2785374.
-17.39892 83.00000 -1.275259 -2853618.
-15.83454 15.00000 -0.999003 -2869782.
7.487814 37.00000 -0.781747 -2890472.
13.96908 39.00000 -0.519491 -2783885.
-3.527218 87.00000 -0.216235 -2716020.
17.01911 -9.000000 0.097021 -2711120.
-18.08549 -10.00000 0.370278 -2637969.
28.12794 61.00000 0.631534 -2847588.
54.16389 63.00000 0.825790 -2695330.
40.19370 38.00000 0.913046 -2709120.
34.01057 72.00000 0.858302 -2487328.
42.30476 110.0000 0.704558 -2637028.
79.13565 75.00000 0.381814 -3017221.
57.82390 104.0000 -0.114930 -2631893.
56.00721 96.00000 -0.666674 -2550108.
-10.62549 89.00000 -1.164418 -2636862.
-30.86033 106.0000 -1.320162 -2763909.
-36.78038 182.0000 -0.979906 -3331110.
-59.92003 82.00000 -0.275650 -3260151.
-39.61147 122.0000 0.520606 -3151505.
-42.53914 144.0000 1.173862 -3207977.
-3.178406 -9.000000 1.576118 -3919032.
-21.71796 122.0000 1.808374 -3357269.
-31.23996 124.0000 2.073631 -3481325.
-33.00853 69.00000 2.540887 -3797668.
-30.47555 91.00000 3.262143 -3832581.
-40.82223 55.00000 4.024399 -4277702.
-32.08920 43.00000 4.570655 -3747859.
-41.72807 56.00000 4.632911 -3418793.
-40.95652 49.00000 4.137167 -3891011.
-39.71326 -45.00000 3.203423 -3676711.
-37.97359 39.00000 1.986679 -3277007.
-47.51989 4.000000 0.684935 -3179939.
-44.46154 -36.00000 -0.484809 -2862114.
-47.48320 39.00000 -1.388553 -2574175.
-124.9580 -84.00000 -2.034297 -2661249.
-33.37164 -44.00000 -2.520041 -2828012.
-17.04899 -83.00000 -2.970785 -2792286.
11.05724 -112.0000 -3.483529 -2899689.
2.617790 -210.0000 -3.714273 -3063969.
5.718770 -80.00000 -3.945016 -2990380.
25.03977 -80.00000 -4.175760 -3236361.
CIN
Memo: Para todo el período el Crédito Interno Neto al Sector Público No Financiero (CIN) se calculó a la cotización del 31 de
diciembre de 1996 de 3627 sucres por dólar. Cifras en millones de sucres. BC = Saldo de la balanza comercial en millones de US$.
REALIG= Expectativas de realineamiento calculadas según el texto.
15
Anexo 5
Test de Cointegración de Johansen
Sample: 1994:12 1998:09
Included observations: 43
Test assumption: Quadratic deterministic trend in the data
Series: REALIG BC GAP CIN
Exogenous series: DUMREALIG
Warning: Critical values were derived assuming no exogenous series
Lags interval: 1 to 2
Eigenvalue
0.638307
0.206626
0.197206
0.051564
Likelihood
Ratio
65.40375
21.67451
11.72173
2.276465
5 Percent
1 Percent
Hypothesized
Critical Value Critical Value No. of CE(s)
54.64
34.55
18.17
3.74
61.24
40.49
23.46
6.4
None **
At most 1
At most 2
At most 3
*(**) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance level
L.R. test indicates 1 cointegrating equation(s) at 5% significance level
Unnormalized Cointegrating Coefficients:
REALIG
-0.004503
-0.000555
0.004605
2.06E-05
BC
-0.001416
-0.003427
-0.002065
0.000608
GAP
0.074965
0.101491
0.048722
0.147552
CIN
7.48E-07
-1.36E-07
1.87E-07
6.00E-07
Normalized Cointegrating Coefficients: 1 Cointegrating Equation(s)
REALIG
1
Log likelihood
BC
0.314541
-0.12301
GAP
-16.64746
-5.47378
CIN
-1.66E-04
-2.90E-05
@TREND(95:01)
-0.023019
C
-502.8914
-857.1095
Normalized Cointegrating Coefficients: 2 Cointegrating Equation(s)
REALIG
1
BC
0
0
1
Log likelihood
GAP
-7.726419
-6.58637
-28.36207
-15.3543
CIN
-1.88E-04
-5.20E-05
7.02E-05
-0.00012
@TREND(95:01)
-1.17432
C
-532.9507
3.660251
95.5653
@TREND(95:01)
3.746016
C
445.9588
21.72177
3688.937
0.63682
126.6964
-852.1331
Normalized Cointegrating Coefficients: 3 Cointegrating Equation(s)
REALIG
1
BC
0
GAP
0
0
1
0
0
0
1
Log likelihood
CIN
0.000172
-0.00082
0.001391
-4.14E-03
4.66E-05
-0.00013
-847.4104
Memo:
REALIG = Expectativas de Realineamiento
BC = Saldo de la Balanza Comercial
GAP = Brecha de Producto
CIN = Crédito Interno Neto del Banco Central al Sector Público No Financiero
DUMREALIG = Dummy que describe realineamientos de la banda
16
Anexo 6
Resumen: Diferentes especificaciones de la ecuación de cointegración
Sample: 1994:12 1998:09
Included observations: 43
Series: REALIG BC GAP CIN
Exogenous series: DUMREALIG
Warning: Critical values were derived assuming no exogenous series
Lags interval: 1 to 2
Data Trend:
None
None
Linear
Linear
Quadratic
Rank or
No. of CEs
No Intercept
No Trend
Intercept
No Trend
Intercept
No Trend
Intercept
Trend
Intercept
Trend
Log Likelihood by Model and Rank
0
1
2
3
4
-885.9614
-875.7003
-871.2108
-867.8280
-867.5404
-885.9614
-865.6159
-859.6647
-856.0641
-855.7026
-884.3214
-865.2351
-859.2841
-855.7190
-855.7026
-884.3214
-860.9341
-854.2064
-849.3517
-846.2722
-878.9741
-857.1095
-852.1331
-847.4104
-846.2722
Akaike Information Criteria by Model and Rank
0
1
2
3
4
34.22809
33.84386
33.72806
33.66375
33.74339
34.22809
33.38644
33.21429
33.15147
33.23931
34.19833
33.40361
33.21984
33.14705
33.23931
34.19833
33.21519
33.00693
32.88578
32.84720
33.99612
33.07219
32.93375
32.80712
32.84720
Schwarz Criteria by Model and Rank
0
1
2
3
4
L.R. Test:
34.55575
34.25344
34.21956
34.23716
34.39872
Rank = 0
34.55575
33.80626
33.72627
33.7556
33.9356
Rank = 1
34.56695
33.85415
33.7523
33.76142
33.9356
Rank = 1
34.56695
33.67597
33.55986
33.53087
33.58445
Rank = 1
34.4057
33.56368
33.50716
33.46245
33.58445
Rank = 1
Memo:
REALIG = Expectativas de Realineamiento
BC = Saldo de la Balanza Comercial
GAP = Brecha de Producto
CIN = Crédito Interno Neto del Banco Central al Sector Público No Financiero
DUMREALIG = Dummy que describe realineamientos de la banda
En negrillas: especificación de la función que minimiza los diferentes criterios.
17
Anexo 7
Ecuaciones de Cointegración encontradas bajo diferentes especificaciones
• Ecuación de Cointegración con constante y tendencia y sin constante en VAR
REALIG
1.000000
BC
0.392212
(0.12730)
Log likelihood
-865.6159
GAP
-14.04263
(5.13052)
CIN
-0.000113
(1.9E-05)
C
-357.1711
(60.3274)
• Ecuación de Cointegración con constante y sin tendencia y test en VAR
REALIG
1.000000
BC
0.388904
(0.12673)
Log likelihood
-865.2351
GAP
-13.90907
(5.11334)
CIN
-0.000113
(1.9E-05)
C
-344.2314
• Ecuación de Cointegración con constante y tendencia y sin tendencia en VAR
REALIG
1.000000
BC
0.283844
(0.11967)
Log likelihood
-860.9341
GAP
-16.33712
(5.40473)
CIN
-0.000165
(2.9E-05)
@TREND(95:01)
-2.183041
(0.73386)
• Ecuación de Cointegración con constante y tendencia y tendencia lineal en VAR
REALIG
1.000000
BC
0.314541
(0.12301)
Log likelihood
-857.1095
18
GAP
-16.64746
(5.47378)
CIN
-0.000166
(2.9E-05)
@TREND(95:01)
-0.023019
BIBLIOGRAFÍA
Agénor, P.R., Bhandari, J., and Food, R., (1992), “Speculative Attacks and Models of balance of
Payments Crises”. IMF Staff Papers. Vol.39, No.2. June. ps. 357-394
Ayala, R. y Villafuerte, M., (1998), “Realineamiento de las bandas cambiarias en Ecuador: 1995-1998”.
Cuestiones Económicas. Número 34. Banco Central del Ecuador. Quito. Abril. ps. 61-86.
Ayala, R. (1998), “Reduce la volatilidad de las tasas de interés una menor volatilidad del tipo de
cambio?”. Apuntes de Economía (por aparecer). Banco Central del Ecuador. Quito.
Banco Central del Ecuador, (1996), Memoria Anual. Quito.
Banco Central del Ecuador. Información Estadística Mensual. Varios números. Quito.
Becketti, S., Hakkio, C. and Joins, D., (1995), “Exhange rates in the long run”. Research Working Paper.
RWP 95-14. Research Division. Federal Reserve Bank of Kansas City. December.
Bertola, G. y Caballero, R.J., (1992), “Target zones and realignments”. American Economic Review.
Vol.82. No.3. June.
Choudry, T. y Lawler, Ph., (1997), “The monetary model of exchange rates: evidence from the Canadian
float of the 1950’s”. Journal of Macroeconomics. Vol.19 No.2. Spring. ps.349-362
Chumacero, R., y Quiroz, J., (1998), “Bandas cambiarias en el Ecuador: requisitos para su consistencia”.
Cuestiones Económicas. Número 30. Banco Central del Ecuador. Quito. Abril. ps. 49-60
Flood, R., Garber,P., and Kramer, Ch., (1995), “Collapsing exchange rate regimes: another linear
example”. Working Paper #5318. National Bureau of Economic Research, Inc. Working Papers
Seires. Cambridge. October.
Frankel, J. Y Rose, A., (1996), “A panel projct on purchasing power parity: mean reversion within and
between countries”. Journal of International Economics. Vol. 40. ps.109-224.
Froot, K., and Rogoff, K., (1995), “Perspectives on PPP and long-run real exchange rates” in: Handbook
of International Economics. Vol.III. Edited by G. Grossman and K. Rogoff. ps. 1647-1688.
Krugman, Paul, (1991), “Target zones and exchange rate dynamics”. Quarterly Journal of Economics.
August. Vol. CVI, Issue 3, ps. 669-682.
Macdonald, R., and Taylor, M., (1992), “Exchange rate economics: a survey”. IMF Staff Papers Vol. 39,
No.1. March. ps. 1-57.
Macdonald, R., and Taylor, M., (1994), “The monetary model of the exchange rate: long-run
relationships, short-run dynamics and how to beat a random walk”. Journal of International Money
and Finance. Vol.13. No.3. June. ps. 276-290.
Magendzo, I., Rojas y P., Vergara, R., (1995), Bandas cambiarias: experiencia Chilena, 1990-1994.
XXXII Reunión de técnicos de bancos centrales del continente americano. 13 al 17 de noviembre de
1995, Santo Domingo, República Dominicana.
Salvador, M. y Villafuerte, M., (1995), “El sistema de bandas cambiarias”. Notas Técnicas #16. Banco
Central del Ecuador. Quito. Julio.
Svensson, Lars E.O. (1992), “An interpretation of recent research on exchange rate target zones”. Journal
of Economic Perspectives, Vol. 6, Number 4, Fall, ps. 119-144.
19