Aproximaciones empíricas a la tasa natural de interés para la economía uruguaya*

Transcripción

1 Aproximaciones empíricas a la asa naural de inerés para la economía uruguaya* Empirical approaches o he Naural Ineres Rae for he Uruguayan economy Conrado Brum, Paricia Carballo y Verónica España** Resumen. Desde 2003 el Banco Cenral del Uruguay iene meas explícias sobre el nivel de inflación, y desde 2007 la asa de inerés es su objeivo operaivo. En ese conexo, para deerminar la insancia de políica monearia, resula fundamenal conar con diferenes esimaciones de la asa naural de inerés (ni) denro del conjuno de indicadores de evaluación. En ese rabajo la ni se aproxima siguiendo diferenes méodos para el período El diagnósico de la insancia de políica en el período evaluado no depende del méodo uilizado, dado que las esimaciones no difieren susancialmene enre sí. Palabras clave: Tasa naural de inerés, filro de Kalman, brecha produco, modelo semiesrucural, variables no observables, insancia de políica monearia. Absrac. From 2003 he Cenral Bank of Uruguay has explici arges over he inflaion rae, and from 2007 onwards he operaive arge is he one-day inerbank rae. In order o assess he moneary policy sance, i is very imporan o have differen esimaes of he Naural Ineres Rae (NIR). In his paper we address his issue using several approaches over The diagnosic of he moneary policy sance does no differ among differen mehods. Keywords: Naural ineres rae, Kalman filer, oupu gap, semi-srucural model, non-observable variables, moneary policy sance. JEL Classificaion: C32, E43, E52. * Basado en el arículo del mismo nombre presenado en las XXV Jornadas Anuales de Economía del BCU, Esa invesigación fue realizada en el marco del cumplimieno del objeivo insiucional 1.1 del Plan Esraégico del Banco Cenral del Uruguay para el año Los concepos veridos en ese documeno son de esrica responsabilidad de los auores y, por ano, no compromeen la opinión insiucional del Banco Cenral del Uruguay. Agradecemos a Adriana Cuaderno de Economía Publicación del Deparameno de Economía, Faculad de Ciencias Empresariales, Universidad Caólica del Uruguay ISSN Segunda época N. o Induni, José Anonio Licandro, Elizabeh Bucacos, Paul Casillo, Alejandro Aquino, Ana Caviglia, Silvia Cabrera, José Ignacio González, Andrea Machado, Fabio Malacrida, Diego Gianelli, José Mourelle y Harold Zavarce, quienes de una u ora manera fueron parícipes de la invesigación. ** Conrado Brum. Analisa económico, Deparameno de Análisis Moneario, Banco Cenral del Uruguay, cbrum@bcu. gub.uy. Paricia Carballo. Analisa económica, Deparameno de Análisis Moneario, Banco Cenral del Uruguay, pcarballo@bcu. gub.uy. Verónica España. Analisa económica, Deparameno de Análisis Moneario, Banco Cenral del Uruguay, vespana@bcu. gub.uy.

2 108 C. Brum, P. Carballo y V. España 1. Inroducción El objeivo primario de odo banco cenral es la esabilidad de precios. En ese senido, resula fundamenal deerminar el nivel de asa de inerés consisene con dicho objeivo. 1 La asa de inerés naural (ni) fue definida originalmene por el economisa sueco Knu Wicksell, a fines del siglo xix, como aquella asa de inerés que es neural para los precios, en el senido de que no provoca presiones ni al alza ni a la baja, dado que odos los mercados se encuenran en equilibrio. En función de dicha propiedad, la brecha enre la asa de inerés de políica y la naural se consiuye en un indicador de la insancia de políica. Cuando dicha brecha es posiiva, esaremos ane una insancia resriciva que busca la disminución de la inflación; si la brecha es negaiva, la insancia será expansiva y generará presiones inflacionarias. Sin embargo, la consrucción del mencionado indicador no es sencilla, pueso que la ni es una variable no observable y exisen disinas formas de aproximarse empíricamene a ella. Los méodos de aproximación abordados en ese documeno pueden dividirse enre aquellos que uilizan modelos semiesrucurales para describir el comporamieno de la economía y esiman de ese la asa de inerés de equilibrio, y aquellos que poseen un enfoque financiero e infieren el valor de la asa naural a parir del comporamieno de cieras variables financieras. Para la economía uruguaya, exise una primera aproximación al ema realizada por España (2008). 2 La meodología uilizada fue la desarrollada por Laubach y Williams (2001), 1 En el caso de Uruguay, dicho objeivo es esablecido por la cara orgánica del Banco Cenral en su arículo 3. o. El Comié de Políica Monearia (Copom) del 4/9/2007 definió la asa de inerés de los insrumenos a un día como el insrumeno de políica monearia que permiirá arribar al mencionado objeivo. 2 Trabajo de esis realizado para la obención del íulo de Máser en Economía, de la Universidad de la República, dirigido por Elizabeh Bucacos. La esimación consideraba el período comprendido enre el primer rimesre de 1992 y el segundo de adapada por Mésonnier y Renne (2004): se aplicó el filro de Kalman a un modelo semiesrucural pequeño de core neokeynesiano que inena recoger las caracerísicas propias de la economía uruguaya, en paricular aquellas de economía pequeña y abiera, y esima conjunamene la asa de inerés de equilibrio y la brecha del produco. En ese rabajo se acualiza la mencionada esimación y se abordan por primera vez oros enfoques, señalando las relaivizaciones que le caben a cada esimación. El presene documeno no preende deerminar cuál es el méodo de esimación que brinda los mejores resulados. De hecho, la relevancia de uilizar diversos enfoques se encuenra en obener un conjuno de esimaciones que haga más robusos los resulados obenidos, dado que se raa de una esimación de una variable inobservable. El hecho de disponer de diferenes indicadores para la asa naural de inerés implica avanzar un paso más en su esudio, dada su caracerísica de variable inobservable. A ravés de los disinos méodos empleados se inena hallar un conjuno de esimaciones que se espera sea acoado a un enorno, dando un marco para el análisis de la insancia de políica. La acualización del cálculo original de España (2008) implicó reesimar el modelo semiesrucural dado que, además de ser un período muesral diferene, se regisraron modificaciones mayores en las variables observadas, provocadas principalmene por el cambio de año base de las Cuenas Nacionales. 3 Al mismo iempo, se consideró perinene esimar la ni uilizando como indicador de la inflación subyacene el componene común y de largo plazo del índice de precios al consumo (cclp), consruido por Carballo (2008) para la economía uruguaya, además del indicador de exclusión uilizado en la esimación original. Los oros enfoques abordados, basados en la paridad descubiera de asas de inerés, en 3 En 2008 fueron publicadas las series de Cuenas Nacionales en base 2005; hasa enonces las series y, por ende, las que consideraba el rabajo de España 2008 eran base 1983.

3 Aproximaciones empíricas a la asa naural de inerés para la economía uruguaya 109 la asa de inerés forward de mediano plazo implícia en bonos indexados y en la media simple sobre la endencia de las asas efecivas, ienen el aracivo de ser méodos más simples y esar disponibles en iempo real, y además se consiuyen en el primer anecedene para la economía uruguaya, aunque reciben mayores críicas para poder capar correcamene las caracerísicas propias de la ni. De odas formas, sea cual fuera su forma de esimación, cabe resalar que la ni, en el marco de la políica monearia aciva, debería ser considerada como una herramiena más denro del conjuno de información a ser evaluado por las auoridades monearias al conducir su políica. No se encuenran críicas al indicador a la hora de analizar la políica monearia desde una perspeciva hisórica, ya que permie evaluar las insancias monearias pasadas y sus efecos sobre el produco y la inflación. Como era deseable, en odos los casos las esimaciones enconradas se encuenran acoadas en un enorno al que arrojan el mismo diagnósico a la hora de juzgar las insancias monearias pasadas. Ese rabajo se esrucura en cinco secciones, incluida esa inroducción. En la siguiene se define la ni. Luego de abordar el ema desde un puno de visa eórico, presenando las diferenes esraegias meodológicas de esimación, en la ercera sección se exhiben las aproximaciones empíricas. En la cuara se evalúan las insancias de políica con base en las esimaciones halladas, y en la quino y úlima se formulan los comenarios finales. 2. La asa naural de inerés y méodos de esimación Wicksell, a fines del siglo xix, definió la ni, en ausencia de rigideces nominales, como la asa de rendimieno del capial que se corresponde con su producividad marginal nea de depreciación, y en ese nivel de rendimieno se logra el equilibrio de largo plazo enre ofera y demanda de facores producivos. De esa forma, no exisen presiones sobre los precios y el produco se encuenra en su nivel poencial. En función de dicha definición, Wicksell esableció una relación enre la brecha de la asa de inerés real respeco a la ni y la evolución de los precios. La asa naural es la única asa de inerés a la que se puede pedir presado que es neural a los precios, en el senido de que no iende a incremenarlos ni a disminuirlos. Sin embargo, bajo la exisencia de rigideces nominales (de precios y/o salarios) se generan brechas enre la asa de inerés real observada en la economía y su asa naural. Si la asa de inerés real se encuenra por debajo de su valor de equilibrio (brecha negaiva), la inflación iende a acelerarse; si, por el conrario, la brecha es posiiva, la inflación iende a enlenecerse. En la definición de Wicksell, la asa de equilibrio es variable en el iempo, dado que se modifica en función de los fundamenos de la economía. En ese senido, la evolución de la asa de equilibrio esá sujea a shocks reales y varía en la medida en que esos afecan el nivel del produco poencial, se ransforman sus deerminanes fundamenales o las preferencias de los consumidores, se suscian cambios ecnológicos o se producen cambios esrucurales produco de la políica fiscal o del grado de aperura de la economía, cambia la producividad, la asa de crecimieno de la población o el sock del capial. Si bien el concepo eórico es claro y único, el problema se presena al raar de aproximarlo empíricamene. Surgen enonces varios enfoques que respean en disina medida dicha definición. Taylor, a comienzos de los novena, formuló una regla simple para deerminar la asa de inerés nominal de coro plazo de políica, e incorporó en ella a la ni. En la regla de Taylor, la asa de inerés nominal de coro plazo es una función lineal que se basa en un valor de equilibrio de la asa de inerés (ni), en la inflación esperada y en dos brechas: la de la inflación respeco a su valor mea y la del produco respeco a su nivel poencial. En la regla de Taylor, la asa de equilibrio es considerada consane. Esa caracerísica

4 110 C. Brum, P. Carballo y V. España simplifica considerablemene el cálculo de esimación de la ni. De hecho, Laubach y Williams (2001) señalan que la esimación punual más simple es considerar la media de la asa de inerés real de coro plazo para un período relaivamene largo y sin grandes flucuaciones de la inflación endencial. Sin embargo, ese ipo de esimación solo debe ser considerado como referencia, pueso que no oma en cuena una caracerísica imporane de la ni, que es la de ser variane en el iempo. Oro enfoque relaivamene sencillo que compare la misma críica que el anerior no respea la caracerísica de ser variane en el iempo se basa en el enfoque de paridad descubiera de asas de inerés. Por raarse de una economía pequeña y abiera, se eniende que la asa de equilibrio en el largo plazo no puede apararse de lo deerminado por el mencionado enfoque; por lo ano, se uiliza la ecuación de la paridad descubiera de asas de inerés para enconrar una esimación punual para la ni. Esa aproximación fue realizada por Calderón y Gallego (2002) para Chile. A comienzos del siglo xxi, Woodford reoma el concepo de ni planeado por Wicksell, en el senido de que considera a dicha asa variable en el iempo, al exremo de definirla como aquella asa real que asegura en odo momeno la esabilidad de precios. De la mano de Woodford (2003) surge una numerosa bibliografía en el marco del análisis de la políica monearia que Mésonnier y Renne (2004) denominan neowickselliana. Denro de esa corriene pueden disinguirse disinos subgrupos, en función de la meodología de esimación que uilizan para aproximarse al concepo de la asa de equilibrio. Desde el puno de visa empírico, la aproximación al objeo de esudio encuenra dos enfoques, según la frecuencia emporal en que se basen sus esimaciones: uno basado en el componene de ala frecuencia y oro que se cenra más en el mediano y el largo plazo. Desde la perspeciva de ala frecuencia, la ni se define como aquel rendimieno que garaniza la esabilidad de precios período a período. Eso es posible en un equilibrio que se logra en ausencia de rigideces de precios. Esa aproximación se idenifica con la meodología de modelos esrucurales, como el modelo de equilibrio general dinámico esocásico (dsge, por su sigla en inglés). Ese ipo de meodología es más complejo, y si bien posee la venaja de brindar una inerpreación esrucural de la brecha de la asa de inerés y de sus flucuaciones, recibe la críica de ser muy voláil y sensible a los supuesos que se consideren para elaborar el modelo, respeco a la esrucura de la economía y a la esrucura de los shocks. Los rabajos que se basan en esa perspeciva explican la mayor pare de las flucuaciones de las asas reales observadas por flucuaciones en la ni. Para los enfoques que se basan en una perspeciva de más baja frecuencia, la ni se absrae de las flucuaciones de los precios y del produco de coro plazo. Ese concepo de asa de equilibrio se asimila al produco poencial en el senido de variable laene y de largo plazo. La asa de inerés real puede enonces diferir de la asa neural en el coro plazo, pero en períodos largos se supone que las variables observables coincidirán en promedio con las inobservables. La ni, desde esa perspeciva, es aquella asa consisene con un nivel de inflación esable y un produco en su nivel poencial, es decir, es la asa de inerés real de coro plazo que prevalece cuando los efecos de los shocks sobre la demanda y sobre la ofera han desaparecido. En eso se basan los úlimos dos méodos uilizados para aproximar la ni en ese rabajo. Uno es el caso de la meodología desarrollada por Laubach y Williams (2001), que fue aplicada por España (2008) para Uruguay y cuya acualización se desarrolla en primer lugar en el capíulo siguiene. En ese caso, la ni es una variable laene que surge de aplicar el filro de Kalman a un modelo semiesrucural pequeño de core neokeynesiano. Oro enfoque uilizado es el desarrollado por Bomfim (2001), el cual infiere la ni de la asa de inerés forward de mediano plazo implícia en bonos indexados. Esa meodología considera que las expecaivas de los paricipanes

5 Aproximaciones empíricas a la asa naural de inerés para la economía uruguaya 111 Cuadro 1. Méodos de esimación Méodo Procedimieno Venajas Limiaciones Medias de asas de inerés reales efecivas Filros esadísicos que asocian la TNI al componene endencial de la serie. Ejemplo: HP. Méodo de aplicación relaivamene sencilla. Ese enfoque univariado se encuenra muy influido por la esrucura de la serie, lo cual puede conducir a sesgos en la esimación. Modelos esrucurales Se esima la TNI como la asa de rendimieno real que iguala la demanda agregada con el produco poencial en odo momeno a ravés de un modelo de equilibrio general dinámico esocásico. Permie una visión esrucural acerca de la brecha de la asa de inerés y de sus flucuaciones. La esimación es muy sensible a los supuesos acerca de la esrucura de la economía y de sus shocks, en ese enfoque de coro plazo. Indicadores de los mercados financieros Los rendimienos reales de los íulos indexados a la inflación son omados como proxy de la TNI. Enfoque simple, forward-looking y disponible en iempo real. Disponibilidad de series de emisiones indexadas a disinos plazos. Disorsiones relacionadas con el premio por la liquidez, plazo y ruidos coyunurales de los mercados. Modelos de componenes inobservables Fuene: España (2008). La TNI surge de la aplicación del filro de Kalman sobre un modelo semiesrucural pequeño que represena la economía. Enfoque de mediano plazo, más sencillo que el basado en modelos esrucurales y robuso en lo que iene que ver con sus supuesos. Las limiaciones refieren a: la especificación del modelo, la esimación en iempo real y al problema pile-up. del mercado acerca de las asas de inerés del ramo largo de la curva de rendimienos son una buena predicción de la asa de inerés de equilibrio de largo plazo, pariendo de la base de que los agenes son racionales y conocen el funcionamieno de la economía. Por esa razón la ni que surge de esa meodología no debería diferir mucho de la enconrada por el méodo anerior, siempre que no exisan disorsiones imporanes en los mercados financieros. 3. Aproximaciones empíricas 3.1. Modelo semiesrucural de componenes inobservables: filro de Kalman Ese enfoque se basa en esimar la asa naural de inerés a parir de la aplicación del filro de Kalman a un modelo semiesrucural de componenes inobservables. Fue desarrollado

6 112 C. Brum, P. Carballo y V. España por Laubauch y Williams (2001) y aplicado a la economía uruguaya por España (2008). El modelo especificado cuena con una curva de Phillips que represena la ofera agregada, una curva de demanda agregada is, y oras ecuaciones que explican la dinámica del sisema. La regla de políica monearia aparece implíciamene en la información uilizada, como es habiual en los países en los que no ha habido reglas explícias. A parir de la aplicación del filro de Kalman al modelo semiesrucural especificado se esiman conjunamene la ni y el produco poencial para cada momeno. Las flucuaciones de ambas variables obedecen a las variaciones de baja frecuencia de la producividad de la economía. Ese enfoque implica aproximarse a la ni haciendo foco en el mediano plazo, una vez que se han neuralizado los efecos de shocks ransiorios en la brecha del produco y la inflación. En ese senido, esa esraegia respea la definición de Wicksell. La venaja de ese enfoque semiesrucural es su robusez frene a las esimaciones de los modelos esrucurales. Si bien es menos preciso en su forma que los modelos dsge, es una definición más raable desde el puno de visa prácico. No obsane, es necesario relaivizar el uso que se puede dar a la esimación de la ni que surge de esa meodología. Esas limiaciones ienen que ver con el hecho de realizar esimaciones en iempo real y con el sesgo hacia cero en la disribución de probabilidad de algunos parámeros a esimar por máxima verosimiliud (pile-up). Al inenar inferir las variables subyacenes a parir de las series observadas que ienen una mayor varianza, se sesga la varianza de las variables inobservables a cero. Una de las formas de lidiar con ese problema es imponer resricciones que ienen que ver con las relaciones enre la señal y el ruido. 4 Por ende, esas esimaciones deben ser omadas con cauela a la hora de realizar recomendaciones de políica económica. Sin embargo, consiuyen una herramiena úil para analizar, ex pos, la insancia de políica monearia. El modelo especificado es el siguiene: ~ ~ (1 ) ~ BR ~ y y = α 1 y 1 + α 3 + L r 1 + α 4 y 1 + α 5 q + α 6 TI + ε M ~ π = β1 π 1 + β 2 π 2 + β3 π 3 + β4 π + β5 y 1 + ε r = µ + θ a N N r y = µ + θ a + ε y r y y (1) Curva IS (2) Curva de Phillips (3) (4) a = + ε a 1 a (5) N y = y + ~ y N ~ N r = r + r = r + ( i π + 1/ r N ) ~ r = r r N (6) (7) 4 Por mayores dealles véase España (2008).

7 Aproximaciones empíricas a la asa naural de inerés para la economía uruguaya 113 Cuadro 2. Nomenclaura Nomenclaura y EX p CCLP p p M Dq BR D y TI i r Serie Logarimo del produco inerno bruo uruguayo, PIB, IVF base 2005, fuene BCU, empalmada hacia arás con la base 1983, desesacionalizado (uilizando X-12-ARIMA). Tasa de inflación, aproximada anualizando la asa de variación promedio rimesral del indicador de exclusión (sin considerar fruas, verduras, precios adminisrados, ni servicio domésico). Tasa de inflación, aproximada anualizando la asa de variación promedio rimesral del indicador de inflación subyacene basado en exraer el componene común y de largo plazo del IPC (CCLP).* Tasa de inflación anual de los bienes imporados, aproximada anualizando la diferencia del logarimo rimesral de la serie rimesral de precios de los bienes imporados. Tasa de variación rimesral del ipo de cambio real mulilaeral. Tasa de variación rimesral del PIB de Brasil, fuene IBGE, desesacionalizado con X-12 ARIMA. Variación rimesral érminos de inercambio de bienes y servicios, fuene BCU base 2005, empalmado hacia arás con la base 1983, desesacionalizado con X-12-ARIMA. Promedio rimesral simple de asa de inerés call inerbancaria nominal diaria. Tasa real ex ane, consruida deflacando con las expecaivas de inflación a un paso generadas a parir de las curvas de Phillips esimadas. * El indicador cclp surge de exraer el componene de largo plazo de la asa de variación del ipc que es común a un grupo amplio de variables de precios, produco, demanda agregada, indicadores del mercado laboral y variables monearias y financieras. La obención de ese indicador, con base en la propuesa de Crisadoro e al. (2003), consise en aplicar el modelo facorial dinámico generalizado (mfdg) de Forni e al. (2000, 2002). Por mayores dealles de su aplicación a la economía uruguaya véase Carballo (2008). Fuene: Elaboración propia. El cuadro 2 muesra las variables involucradas en las esimaciones. Los daos son rimesrales y cubren el período Se especificaron dos modelos semiesrucurales inspirados en las esimaciones realizadas por España (2008). En esa oporunidad, la asa de inflación se aproximó de dos maneras disinas: a parir del indicador de exclusión, ex, primera versión del modelo; uilizando el indicador de inflación subyacene, cclp, en su segunda especificación. Se procedió de forma ieraiva reesimando por mco las curvas is y de Phillips, uilizando la esimación obenida por Kalman para recalibrar los parámeros. Los valores iniciales de las variables inobservables corresponden a las esimaciones del modelo original de la ni desarrollado por España (2008). El modelo esimado en sus dos versiones admie la siguiene represenación esado espacio: 5 5 La ecuación de la curva de Phillips cuena con res rezagos de la inflación en el modelo ex y un rezago de la inflación en el modelo cclp.

8 114 C. Brum, P. Carballo y V. España Ecuaciones de medida: dy µ + θ a + ~ y ~ y + ε = y y 1 Ecuaciones de esado: y M ~ EX π β π + β π + β π + β π + β y + ε donde π = π, π a = = + ε a 1 a CCLP ~ α ~ BR ~ y y = 1 y 1 + α3r 1 α 3 θr a 1 + α3 r 2 α 3 θr a 2 2 α 3 µ r + α4 y 1 + α5 q + α6 TI + ε (8) (9) (10) (11) donde y N, r N corresponden al produco poencial y la asa naural de inerés, ~ y, ~ r son las brechas de esas variables respeco al nivel naural y a es la asa de crecimieno de la producividad. Los parámeros correspondienes a las variables exógenas fueron calibrados a parir de las esimaciones uniecuacionales realizadas por mco. Cuadro 3. Parámeros calibrados por mco Curva IS Curva Phillips Modelo Modelo Modelo Modelo Exclusión CCLP Exclusión CCLP a 4 0,14 0,26 b 1 0,57 0,94 a 5 0,10 0,05 b 2 0,11 a 6 0,09 b 3 0,32 Fuene: Elaboración propia. El cuadro 4 muesra los coeficienes hallados y sus correspondienes probabilidades asociadas a la prueba z en las dos versiones del modelo esimado por Kalman. 6 La primera ecuación de medida resume la dinámica del produco. Las flucuaciones de la acividad económica se explican por facores de ofera agregada (vinculados al crecimieno de la producividad, a ), facores relacionados con excesos de demanda agregada (aproximados 6 El esadísico z realiza la comparación enre la media hallada para la muesra y su valor poblacional; es el cociene de la diferencia enre la media muesral y la poblacional, sobre el desvío esándar. Ese esadísico se compara con el valor de ablas, que calcula el área bajo la curva normal que exise enre la media y el esadísico z. a parir de las variaciones de la brecha del pib, ~ y ~ y 1 ) y oros shocks de carácer punual que no se asocian a ningún componene en y paricular ( ε ). Analizando las esimaciones de la primera ecuación de medida se observa que el parámero m y correspondiene a la asa de crecimieno de largo plazo del produco (poencial) no presena diferencias significaivas en ambos modelos; se esima en 0,8% y 0,7% rimesral, respecivamene. Tampoco se observan diferencias significaivas en los impacos de los shocks de ofera y demanda agregada. No obsane, sí se aprecian diferencias mayores en las variables inobservables que Kalman infiere a parir de ese sisema ( a, y~ ). En el caso de los shocks de

9 Aproximaciones empíricas a la asa naural de inerés para la economía uruguaya 115 Cuadro 4. Coeficienes esimados Coeficiene Modelo exclusión Modelo CCLP Esimación Probabilidad Esimación Probabilidad m y 0,83 0,06 0,70 0,32 q y = q r 1,87 0,00 4,15 0,05 b 5 0,89 0,00 1,03 0,00 s p 1,93 0,00 0,04 0,85 Y 0,90 0,00 0,92 0,00 a 1 0,28 0,04 0,18 0,15 a 3 0,07 0,00 0,03 0,00 m r 3,70 0,09 6,55 0,10 s y 3,09 0,00 3,81 0,00 s y 0,31 0,00 0,38 0,00 Fuene: Elaboración propia. Gráfico 1. Tasa de crecimieno de la producividad (en porcenaje) 0,8 0,6 0,4 0,2 0-0,2-0,4-0,6-0,8-1 -1,2 Fuene: Elaboración propia. Sep-92 Abr-93 Nov-93 Jun-94 Ene-95 Ago-95 Tasa crecimieno producividad_ex Mar-96 Oc-96 May-97 Dic-97 Jul-98 Feb-99 Sep-99 Abr-00 Nov-00 Jun-01 Ene-02 Ago-02 Mar-03 Tasa crecimieno producividad_cclp Oc-03 May-04 Dic-04 Jul-05 Feb-06 Sep-06 Abr-07 Nov-07 Jun-08 Ene-09 Ago-09 ofera, el modelo ex permie inferir una rayecoria de la asa de crecimieno de la producividad a con mayores oscilaciones, mienras que la correspondiene al modelo cclp es más suave. No obsane, el impaco de a en la ecuación de produco es similar, dado que el coeficiene esimado en el segundo modelo es mayor. Adicionalmene, la asa de crecimieno de la producividad a presena una dinámica muy persisene. Las esimaciones de la ecuación de a primera ecuación de esado arrojan valores de Y cercanos a 0,9 en ambos modelos.

10 116 C. Brum, P. Carballo y V. España Gráfico 2. Brecha del pib dic-92 dic-93 dic-94 dic-95 dic-96 dic-97 dic-98 dic-99 dic-00 dic-01 dic-02 dic-03 dic-04 dic-05 dic-06 dic-07 dic-08 dic-09 Fuene: Elaboración propia. Brecha PIB_EX Brecha PIB_CCLP La segunda ecuación de esado represena la dinámica de la brecha del pib la ora variable subyacene inferida por Kalman. 7 La base de esa ecuación es la curva is en su versión ampliada, obenida luego de susiuir por la expresión de la brecha de la asa de inerés, r~. El componene de inercia en la ecuación de la brecha del pib, a 1, es relaivamene bajo, esimado en 28% y 18% respecivamene. Los parámeros esimados ienen los signos esperados, aunque el impaco de la políica monearia difiere en los dos modelos. La asa de inerés real impaca negaivamene en la brecha del pib en un 7% y 3%, respecivamene (parámero a 3 ). Asimismo, el impaco esimado de la brecha del pib en la dinámica inflacionaria es prácicamene uniario en ambos modelos, de acuerdo a las esimaciones de la segunda ecuación de medida (curva de Phillips). 8 La rayecoria esimada para la brecha del pib es similar en ambos modelos. Las principales diferencias se regisran en punos exremos, como lo fueron la expansión económica de 1994 boom del consumo que siguió a la aplicación del plan de esabilización basado en el ipo de cambio y la crisis de No obsane, la diferencia observada es de grado, pero no alera el diagnósico realizado sobre la base de ese indicador. A efecos ilusraivos, en el gráfico 3 se presenan el logarimo del pib, las rayecorias esimadas para el produco poencial en los dos modelos y la correspondiene a la aplicación del filro de Hodrick-Presco (hp, con λ = 1600 ). Las rayecorias esimadas son muy similares. La discrepancia de mayor significación se da con la rayecoria esimada con el filro hp en el enorno del año 1998, momeno en el cual en las esimaciones de los dos modelos semiesrucurales el produco poencial coninuaba creciendo y alcanzaba niveles más alos, mienras que según el indicador hp el produco poencial alcanzaba una mesea a un nivel menor, lo que implicaba una brecha posiiva de demanda agregada más pronunciada. 7 Los parámeros correspondienes a las variables exógenas (ipo de cambio real, érminos de inercambio y pib brasileño) fueron calibrados a parir de las esimaciones uniecuacionales por mco. Los demás parámeros de la ecuación surgen de la esimación realizada a parir de la aplicación del filro de Kalman. 8 La varianza de los shocks que afecan a la inflación s p no resula significaiva en el segundo modelo, dado que el indicador cclp no presena flucuaciones de ala frecuencia. Los parámeros correspondienes a los érminos auorregresivos y a la inflación imporada fueron calibrados a parir de las esimaciones uniecuacionales por mco.

11 Aproximaciones empíricas a la asa naural de inerés para la economía uruguaya 117 Gráfico 3. Esimaciones alernaivas del produco poencial (en logarimos) Dic-92 Dic-93 Dic-94 Dic-95 Dic-96 Dic-97 Dic-98 Dic-99 Dic-00 Dic-01 Dic-02 Dic-03 Dic-04 Dic-05 Dic-06 Dic-07 Dic-08 Dic-09 LPIBU YN_HP YN_CCLP YN_EX Fuene: Elaboración propia. Gráfico 4. Tasa de inerés naural Dic-92 Dic-93 Dic-94 Dic-95 Dic-96 Dic-97 Dic-98 Dic-99 Dic-00 Dic-01 Dic-02 Dic-03 Dic-04 Dic-05 Dic-06 Dic-07 Dic-08 Dic-09 Fuene: Elaboración propia. RN_EX RN_CCLP El gráfico 4 muesra la rayecoria esimada para la asa naural de inerés en ambos modelos. La asa de crecimieno de la producividad impulsa la dinámica de la asa naural de inerés N ( r ) a ravés del parámero q r. 9 Al igual que en el caso de la ecuación de produco, el impaco de a sobre la evolución de r es similar en N ambos modelos. No obsane, la asa naural de inerés iene una media mayor en el modelo cclp, deerminada por una ordenada en 9 Una de las resricciones de pile-up impuesas es que qr es igual a q y, es decir, que las flucuaciones de baja frecuencia de la producividad se rasladan al produco poencial en igual medida que a la asa naural. Por mayores dealles véase España (2008).

12 118 C. Brum, P. Carballo y V. España Gráfico 5. Indicadores de inflación Mar-92 Nov-92 Jul-93 Mar-94 Nov-94 Jul-95 Mar-96 Nov-96 Jul-97 Mar-98 Nov-98 Jul-99 Mar-00 Nov-00 Jul-01 Mar-02 Nov-02 Jul-03 Mar-04 Nov-04 Jul-05 Mar-06 Nov-06 Jul-07 Mar-08 Nov-08 Jul-09 INFL_CCLP INFL_EX Fuene: Elaboración propia. el origen m r esimada en el enorno de 6,5%, mienras que en el modelo ex se esima en 3,7%. En la base de ese elemeno diferenciador de las esimaciones de ambos modelos se encuenra el ipo de indicador de inflación uilizado. Esos se presenan en el gráfico 5. El indicador de inflación cclp represena un núcleo inflacionario más duro que el indicador de exclusión que iene un comporamieno más voláil en el período, con un nivel promedio menor. Por lo ano, dado que la asa naural de inerés es aquella que hace la inflación igual a cero, es de esperar que el modelo cclp arroje una N esimación de r con un nivel promedio mayor. En sínesis, a parir de la aplicación del filro de Kalman se esimaron dos rayecorias alernaivas para la asa naural de inerés. En ambos casos, la asa naural de inerés evoluciona de forma similar, pero a disinos niveles, dependiendo del núcleo inflacionario considerado. Asimismo, al considerar ambas esimaciones como coas para la asa naural de inerés, no se alera el diagnósico de la insancia de políica monearia en la mayor pare del período de esudio. Por úlimo, en el cuadro 5 se presenan disinas esimaciones de la ni para varias economías lainoamericanas, odas ellas realizadas con la misma meodología, para el período comprendido enre el primer rimesre de 1996 y el cuaro rimesre de Como se observa, los resulados hallados al uilizar el indicador de exclusión muesran que las esimaciones enconradas para Uruguay no difieren en gran medida de las halladas para el reso de los países considerados, lo que no debe sorprender dado que se raa de economías que comparen un mismo enorno geopolíico Media de las asas reales de inerés efecivas de coro plazo Como se mencionó, lo más sencillo para comparar la esimación hallada en el puno anerior es esimar la asa de inerés de equilibrio sin omar en cuena la caracerísica de variabilidad en el iempo, realizando un simple promedio de las asas reales de inerés de coro plazo efecivas. De hecho, Laubach y Williams (2001) esablecen que la caracerísica de variabilidad es lo que

13 Aproximaciones empíricas a la asa naural de inerés para la economía uruguaya 119 Cuadro 5. Oras esimaciones América Laina Kalman (1996QI 2006Q4) Chile Colombia Cosa Rica Uruguay Uruguay Venezuela CCLP Excl. Media 3,00% 4,10% 3,10% 6,20% 2,90% 6,20% Mediana 2,90% 4,50% 3,10% 6,40% 2,90% 5,20% Máximo 5,50% 9,60% 3,50% 7,40% 4,00% 14,30% Mínimo 2,00% -0,30% 2,90% 4,60% 1,60% 1,60% Desv. esándar 0,90% 3,20% 0,20% 1,00% 0,80% 3,50% Asimería 0,856 0,007 0,4-0,31-0,29 0,757 Curosis 3,148 1,496 1,76 1,511 1,676 2,646 Jarque-Bera 5,411 3,772 3,994 4,77 3,83 4,431 Probabilidad 0,067 0,152 0,136 0,09 0,147 0,109 N. o obs Fuene: Elaboración propia omando en cuena el cuadro presenado por Rodrigo Fuenes (Banco Cenral de Chile) en la 12. a Reunión de la Red de Invesigadores de Bancos Cenrales, que uvo lugar en Madrid en noviembre de dificula la esimación de la ni; si no, basaría calcular la media simple de la asa de inerés real de coro plazo para un período relaivamene largo y sin grandes flucuaciones de la inflación endencial. Denro de esa línea, en un enfoque univariado de series de iempo, la ni surge de aplicar algún filro de suavizamieno como el Hodrick- Presco (hp) sobre las asas de inerés reales observadas. Los filros así aplicados sobre las series de iempo separan el componene cíclico de la endencia secular, uilizando dicha endencia como proxy del nivel naural de la serie. Si bien ese méodo posee la venaja de ser relaivamene sencillo de aplicar, iene desvenajas asociadas ambién a su sencillez. Según Laubach y Williams (2001), ese méodo brinda buenas esimaciones en períodos de inflación esable y crecimieno del produco, pero es un mal esimador cuando la inflación cambia susancialmene: iende a subesimar la ni cuando la inflación se incremena y a sobreesimarla cuando se reduce. Si se considera la media de la endencia que exrae al uilizar el filro de Hodrick-Presco, con un lambda = sobre la asa real ex ane 10 efeciva, se obiene un 6% en el período que va del cuaro rimesre de 1991 al cuaro rimesre de La esimación hallada compare las críicas mencionadas para el méodo. Como se observa en el gráfico 6, en la economía uruguaya no se cuena con una serie para la asa de inerés de coro plazo que sea compaible con un período de inflación acorde con su nivel endencial. Por el conrario, y adicionalmene, en el período analizado la inflación presena imporanes quiebres, comporamieno que iene su correlao en la esimación de la asa real y por lo ano en la endencia que se exrae de ella, variable que se preende sea proxy de la ni. En el período analizado prima la eapa del plan de esabilización de los novena, cuando la inflación uvo una clara endencia decreciene, 10 Véase la definición en el cuadro 2.

14 120 C. Brum, P. Carballo y V. España Gráfico 6. La asa de inerés real y la inflación Fuene: Elaboración propia. 0 Dic-92 Jun-93 Dic-93 a la cual se adicionó el quiebre de la crisis del 2002, que provocó el salo de las asas de inerés. Como hallaran Laubach y Williams (2001) para la economía esadounidense en el período desinflacionario de Volcker, ese méodo aplicado a la economía uruguaya ambién implica que una porción imporane de la políica desinflacionaria se asocie al comporamieno de la asa naural, sobresimándola. Lo conrario ocurre si se considera el período poscrisis. Como se puede observar, la asa real considerada fue negaiva en el período, por lo cual, si se asocia la endencia de dicha asa a la ni, obviamene se la esá subesimando Tasa forward de la curva de rendimienos en ui Jun-94 Dic-94 Jun-95 Dic-95 Jun-96 Dic-96 Jun-97 Dic-97 Jun-98 En esa sección se esima la asa naural de inerés (ni) para Uruguay a parir de las asas forward de la curva de rendimienos de íulos indexados a la inflación, de acuerdo con la meodología propuesa por Bomfim (2001) para Esados Unidos. El supueso cenral de esa meodología es que a mediano plazo las brechas enre ofera y demanda de los disinos mercados cerrarán, que el efeco de los disinos shocks se disipará Dic-98 Jun-99 Dic-99 Jun-00 Dic-00 Jun-01 Dic-01 Jun-02 Dic-02 Jun-03 Dic-03 Jun-04 Dic-04 Jun-05 Dic-05 Jun-06 r _exane r _exane_hprend INFL_EX Dic-06 Jun-07 Dic-07 Jun-08 Dic-08 Jun-09 Dic-09 y que, en consecuencia, la asa real efeciva coincidirá exacamene con la ni. Eso permie enonces uilizar el ramo largo de la curva de rendimienos de los íulos indexados para esimar la ni. En concreo, se propone idenificar en los insrumenos financieros la asa de inerés de coro plazo que se espera esé vigene en el largo plazo, una vez que se hayan disipado odos los shocks emporales en la economía. Una curva de rendimienos empinada implica que en el momeno de efecuar el análisis las asas reales de inerés se encuenran por debajo de su nivel de equilibrio (marcado por la ni), mienras que una curva más aplanada implica que las asas acuales se ubican por encima de ese nivel. Para confeccionar su propuesa, Bomfim (2001) parió del flujo de fondos de un bono indexado a largo plazo, y mediane algunos cálculos logró expresar las asas de rendimieno reales de largo plazo en función de la rayecoria esperada para las asas de rendimieno reales de coro plazo. Luego proyecó el nivel promedio de las asas de coro plazo que se espera para el período que va desde n a m+n años uilizando la asa forward calculada a parir de las asas de

15 Aproximaciones empíricas a la asa naural de inerés para la economía uruguaya 121 rendimieno de dos bonos indexados diferenes, ambos con plazos residuales largos, que vencen denro de n, y n+m años, respecivamene. 11 Esa esimación se realiza enonces de la siguiene manera: m+ n m+ n * D r = m+ n r D D D n n r n (12) * siendo r la asa real de coro plazo promedio que va a esar vigene en el lapso que va de n a n+m años (que se supone que va a esar m n ubicada en su nivel de equilibrio), r + el rendimieno real acual de un bono con vencimieno n denro de m+n años, r el correspondiene a m n un bono que vence denro de n años y D + y n D sus respecivas duraions. En su rabajo para Esados Unidos, Bomfim (2001) uilizó los rendimienos de los bonos indexados del Tesoro emiidos a 10 y 30 años, para esimar la ni del período En el presene documeno se esima la ni de Uruguay para el período 2006-rim I-2010-rim II a parir de los rendimienos de los íulos públicos en unidades indexadas con vencimienos de 5 a 10 años. 12 El cálculo se efecuó enonces aplicando la siguiene fórmula: r * D r D r = (13) 10 5 D D siendo D 5 y D 10 las duraion de los íulos indexados a 5 y 10 años emiidos en el momeno, r y r sus respecivos rendimienos, y 5 10 * r la asa naural de inerés vigene en ese momeno. Esa fórmula iene implício el supueso de que el efeco de los shocks ransiorios se va a disipar denro de 5 años, y que en ese mo- 11 En sus derivaciones maemáicas se supone asa de inflación consane y coizaciones de los íulos próximas a la par. 12 Se consideraron íulos emiidos por el Banco Cenral y por el Gobierno. Se omó el ramo de la curva que va de 5 a 10 años, dado que no se dispone de una serie larga de rendimienos de íulos a mayor plazo. meno odos los mercados se van enconrar en equilibrio. Enre las venajas que se le reconocen a ese enfoque se desacan su simplicidad, el hecho de ser forward-looking, y que la esimación esá disponible en iempo real. Las críicas ienen que ver con el hecho de que los rendimienos de los íulos indexados pueden esar disorsionados por el premio por riesgo (que depende del plazo) y por los ruidos en los mercados, y con la no disponibilidad de series largas. Bomfim (2001) reconoce la primera de esas críicas, pero señala que si se supone que el premio por riesgo no cambia demasiado enre los bonos emiidos a n y n+m años (esrucuras convexas de los premios por riesgo), algo que en siuaciones normales parece basane realisa, no es necesario modificar el cálculo de la ni. Incluso ese mismo auor demuesra que los resulados a los que se llega no cambian significaivamene cuando se suponen disinas esrucuras de premios por riesgo. Fuenes y Gredig (2008) mencionan ese efeco cuando esiman la ni para Chile, pero lo suponen igual a cero. Eso les permie inerprear como un límie superior a las esimaciones enconradas. Al proceder de misma manera para la esimación de la ni de Uruguay se alcanzaron los resulados que se presenan en el cuadro Paridad de asas de inerés Basados en la eoría económica, Calderón y Gallego (2002) presenan para la economía chilena esimaciones punuales de la ni uilizando la ecuación de la paridad descubiera de asas de inerés. Dado que la economía uruguaya posee la caracerísica de ser pequeña y abiera, puede ser perinene considerar el mencionado enfoque para esimar la ni. Ese méodo se basa en que la asa de equilibrio de largo plazo de una economía pequeña y abiera no puede apararse en más de lo deerminado por la paridad de asas de inerés de la asa de equilibrio inernacional.

16 122 C. Brum, P. Carballo y V. España Cuadro 6. Comparación de esimaciones Tasa Forwardcurva rendimieno UI Con modelo macro por componene inobservable (EX) 2006-rim I 4,70% 4,00% 2006-rim II 4,70% 4,00% 2006-rim III 6,00% 4,10% 2006-rim IV 4,60% 4,30% 2007-rim I 5,00% 4,50% 2007-rim II 4,10% 4,70% 2007-rim III 4,80% 2007-rim IV 4,90% 2008-rim I 4,80% 2008-rim II 4,60% 2008-rim III 4,40% 2008-rim IV 4,20% 2009-rim I 4,10% 2009-rim II 4,20% 2009-rim III 5,10% 4,30% 2009-rim IV 4,90% 4,30% 2010-rim I 5,40% 2010-rim II 4,30% Fuene: Elaboración propia. Según la paridad descubiera de asas de inerés, la asa de inerés nominal en pesos en Uruguay se debe igualar a la asa de inerés nominal de Esados Unidos, más la depreciación esperada, más una prima por riesgo país y ora por riesgo cambiario. e i* i + + S + e = δ ρ ρ (14) A su vez, la paridad de Fisher para asas reales deermina que: r = i π e e r* = i* π* (15) (16) Por lo cual, si se susiuye en la primera ecuación y se reordenan los érminos, se llega a que: r r δ π π ρ ρe δ TCR = * e * e e S + e (17) Si se consideran las esimaciones de las variables para el largo plazo, se llega a una proxy adicional de la ni. Como asa de inerés de equilibrio inernacional de largo plazo se consideran las esimaciones de Laubach y Williams (2001) para la ni para Esados Unidos. La úlima esimación publicada que corresponde a mediados de 2002 es de 3%, pero si se considera oda la muesra se encuenra un rango de 1%, en los años novena, a más de 5%, pero a comienzos de la muesra, en los años sesena. A su vez, Fuenes y Gredig (2008) acualizan la mencionada esimación hasa 2007 y uilizan un 2% para realizar el cálculo de la ni para Chile con la presene meodología. Basados en lo anerior, se considera un rango de enre 2% y 3%. El segundo, ercer y cuaro érminos de la ecuación deerminan la paridad de poderes de compra (ppc). En Uruguay exisen rabajos que sugieren el cumplimieno de la ppc en el largo

17 Aproximaciones empíricas a la asa naural de inerés para la economía uruguaya 123 plazo. 13 Bajo el cumplimieno de la mencionada eoría, esos érminos suman cero, dado que el ipo de cambio evoluciona de acuerdo a cómo lo deermina la relación de precios enre las economías. Eso implicaría que el ipo de cambio real fuera consane. Por ora pare, si se cumple la hipóesis de caching-up (véase Abramoviz, 1986), es de esperar que una economía emergene como la uruguaya enga mayores aumenos de producividad y, por ende, mayores asas de crecimieno que las economías desarrolladas. Eso implicaría una apreciación real de la moneda uruguaya de acuerdo al efeco Balassa-Samuelson. 14 Tomando en cuena ambas posibilidades, en ese rabajo se considera un enorno enre 0,5% y 0% para la evolución del ipo de cambio real. Como proxy del riesgo país se consideró la mediana hisórica, sin omar en cuena el período afecado por la crisis 2002, del ubi (Uruguay Bond Index) calculado por República afap. Ese índice refleja el diferencial promedio de las asas de los bonos soberanos en dólares de Uruguay y Esados Unidos. 15 Dicha esadísica arroja la cifra de 200 punos básicos. Para el largo plazo se consideró a su vez un mínimo de 100 punos básicos. No se esá considerando un componene adicional por riesgo cambiario, que elevaría la esimación realizada. Como anecedene de esa decisión pueden mencionarse las conclusiones a que arribaron Larzabal y Lapora (2005). Esos auores enconraron una relación de largo plazo enre el diferencial de asas reales enre Uruguay y Esados Unidos, el riesgo país y la variación del ipo de cambio real. Sin embargo, señalan que la variable que aproxima el riesgo 13 Fernández, Ferreira, Garda, Lanziloa y Manero (2005) probaron la ppc para el largo plazo con daos anuales enre 1913 y A su vez, con daos rimesrales, Cancelo, Fernández y Rodríguez (1998) la probaron para el período que va de 1957.I a 1997.IV, y Cavalleri, España y Preveoni (2004) la confirman exendiendo la muesra al ercer rimesre de Con relación al efeco Balassa Samuelson, véase De Gregorio (2009). 15 Véase la meodología en cambiario queda excluida de la relación de coinegración, inerviniendo en el coro plazo de manera exógena. Cuadro 7. Paridad de asas de inerés RN= RN*+ DEV_TCR_LP+ UBI 2,5 2 0,5 1 3,5 2 0, ,5 3 0,5 1 4,5 3 0, Fuene: Elaboración propia. Como se observa en el cuadro 7, dados los supuesos considerados se encuenra una referencia para el valor de la ni en el enorno de 2,5% a 5% Sínesis de las esimaciones El gráfico 7 presena las esimaciones que se hallaran para la ni, uilizando las disinas meodologías. A excepción del período afecado por la crisis de 2002, la mayoría de los valores se encuenran en orno a 4%. La media de las esimaciones realizadas uilizando el modelo semiesrucural con el indicador de exclusión de inflación se ubica en 3,85% si no se considera el período comprendido enre el año 2000 y La media de las esimaciones realizadas bajo el enfoque de la paridad descubiera de asas de inerés es de 3,75%. Y el mismo indicador cuando se aplica la meodología de la asa forward de la curva de rendimienos en ui se ubica en 4,9%. Las esimaciones halladas uilizando la media simple de la endencia de las asas efecivas y el modelo semiesrucural uilizando el indicador cclp como proxy de la inflación subyacene arrojan un nivel superior para la ni, de enre 6%

18 124 C. Brum, P. Carballo y V. España Gráfico 7. Esimaciones alernaivas de la ni Dic-92 Dic-93 Dic-94 Dic-95 Dic-96 Dic-97 Dic-98 Dic-99 Dic-00 Dic-01 Dic-02 Dic-03 Dic-04 Dic-05 Dic-06 Dic-07 Dic-08 Dic-09 RN_EX RN_CCLP RN_Media HP RN_Paridad RN_forward Fuene: Esimación propia. y 7%. La uilización del indicador cclp implica suponer que el núcleo inflacionario se ubica en un nivel más alo que el deerminado por el indicador ipcx y muesra una mayor persisencia. En ese conexo, es lógico que la asa de inerés real que equilibra odos los mercados sin generar presiones inflacionarias sea más ala. 4. Evaluación de la insancia de políica Las esimaciones halladas para la ni sirven de base para consruir disinos indicadores de la insancia políica, definidos como brechas enre la asa de inerés real y el valor naural considerado. ~ N r = r r (18) Los indicadores consruidos se uilizan para evaluar las insancias de políica monearia pasadas. Cabe señalar que no se preende conrasar los resulados enconrados con las decisiones de políica monearia adopadas por el Banco Cenral, sino deerminar ex pos cuál fue el sesgo efecivo de la políica monearia. Más aún: en la lieraura no se recomienda el empleo de ese indicador con fines de políica económica, dadas las limiaciones que presena su esimación. Esas limiaciones se vinculan fundamenalmene a problemas de esimaciones sobre el final de la muesra, de medición de las propias variables observables (que son sujeas a revisiones) y al hecho de que los valores esimados de los parámeros son afecados por oda la muesra. Por esa razón, no se preende evaluar la inencionalidad de la gesión de la políica monearia, sino la insancia de políica efeciva. En función del comporamieno de las brechas, pueden diferenciarse dos subperíodos. El primero va desde el comienzo de la muesra hasa la crisis de En ese lapso, la políica monearia fue al que la asa de inerés real ex ane osciló en orno a su valor de equilibrio, eniendo un ligero sesgo conracivo, a

19 Aproximaciones empíricas a la asa naural de inerés para la economía uruguaya 125 Gráfico 8. Esimaciones de la brecha de la asa de inerés Insancia Conraciva Insancia Expansiva Dic-92 Dic-93 Dic-94 Dic-95 Dic-96 Dic-97 Dic-98 Dic-99 Dic-00 Dic-01 Dic-02 Dic-03 Dic-04 Dic-05 Dic-06 Dic-07 Dic-08 Dic-09 BRECHA_R_EX BRECHA_R_CCLP BR_PARIDAD BR_FORWARD BR_MEDIAHP Fuene: Esimación propia. excepción de lo esimado uilizando el indicador cclp aplicando el méodo de Kalman al modelo semiesrucural. El comienzo del segundo subperíodo se idenifica a la salida de la crisis de 2002, período para el cual odos los indicadores consruidos coinciden en diagnosicar un sesgo expansivo para la políica monearia, con la excepción punual del cuaro rimesre de 2008, en que la asa de inerés se elevó considerablemene en el conexo de la crisis financiera inernacional. 5. Comenarios finales Para analizar las insancias de políica monearia pasadas, en ese rabajo se consruyeron disinos indicadores, definidos como las brechas enre las asas efecivas de inerés reales de coro plazo y las disinas aproximaciones de la asa naural de inerés (ni). Como puno de parida, se definió la ni desde un puno de visa eórico, y se presenaron disinas alernaivas para aproximarse empíricamene a ella. La ni se consiuye en el nivel de referencia de la asa de inerés de coro plazo que permie cumplir con el objeivo de esabilidad de precios, pero, como oda variable laene, presena dificulades para su esimación y evaluación, por lo que la incorporación de meodologías alernaivas de esimación brinda mayor foraleza al indicador. El primer méodo uilizado consisió en la acualización del cálculo que realizó España en 2008, que se consiuía en el único anecedene de esimación para Uruguay. Siguiendo la meodología propuesa por Laubach y Williams (2001), se aplicó el filro de Kalman a un modelo semiesrucural que represena la economía uruguaya, con dos alernaivas para represenar la inflación subyacene. Además del índice de exclusión empleado en la esimación original, se uilizó el componene común y de largo plazo del índice de precios al consumo (cclp), consruido por Carballo (2008). Adicionalmene, se realizaron oras aproximaciones que se consiuyen en las primeras aplicaciones para el caso uruguayo. Por un lado, se hallaron dos valores de referencia punuales: la media simple de la endencia de las asas de inerés reales efecivas y el valor que surge de considerar la ecuación de la paridad