REFORMAS ESTRUCTURALES, IMPACTO MACROECONÓMICO Y POLÍTICA MONETARIA EN COLOMBIA

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1 DOCUMENTO CEDE ISSN (Edición Elecrónica) AGOSTO DE 23 CEDE REFORMAS ESTRUCTURALES, IMPACTO MACROECONÓMICO Y POLÍTICA MONETARIA EN COLOMBIA ANDRÉS FERNÁNDEZ MARTIN Resumen Las reformas esrucurales de principios de los novenas uvieron un impaco macroeconómico relevane: el produco colombiano es más voláil que anes y parece exhibir un ciclo económico más coro y pronunciado. En el rabajo se documena ese hecho esilizado a parir de una muesra de daos rimesrales que abarca un período anes y oro después de las reformas esrucurales. Se emplearon dos meodologías alernaivas. En primer lugar, se emplea la meodología de VAR en forma reducida y VAR esrucural propuesa por Chrisiano, Eichenbaum y Evans (1998) para descomponer los choques esrucurales y sus mecanismos de propagación en la economía colombiana. En segundo lugar, se recurre a un enfoque seminarraivo siguiendo a Romer y Romer (1989) y Echeverry (1996) para documenar la conducción de la políica por pare del Emisor durane ese período y su relevancia en la explicación de los hechos esilizados. La evidencia muesra que la mayor volailidad real no se explica porque el Emisor haya dejado de realizar políica conracíclica. Un ejemplo de eso son las recesiones de 1996 y 1999, donde se documena la políica expansionisa realizada por del Banco de la República denro de los límies impuesos por el nuevo mandao consiucional aniinflacionario. Más bien, la explicación esá en que, a pesar de ese comporamieno, el Banco Emisor no esá en capacidad de amoriguar como anes, primero, el ciclo de un produco que se muesra más vulnerable por mayores choques esrucurales de ofera y demanda; y, segundo, una economía cuyos mecanismos de ransmisión parecen haberse vuelo más sensible a esos choques. Palabras Claves: Ciclo económico; SVAR; Choques esrucurales; Mecanismos de propagación; Políica Monearia. Clasificación JEL: E32, C32, E65 Tesis Maesría en Economía, PEG, Universidad de los Andes. El auor agradece la oporuna y muy acerada asesoría de Andrés Escobar durane el desarrollo del presene documeno. Las críicas y apores de los dos jurados, Drs. Juan Carlos Echeverry y Hernando Vargas, enriquecieron, sin lugar a dudas, el enfoque empleado y los resulados obenidos. Por úlimo doy gracias a los breves pero valiosos comenarios de Robero Seiner, Juan Mauricio Ramírez, Fabio Sánchez y Marha Misas. Las opiniones, errores y omisiones son de mi exclusiva responsabilidad y en ningún caso compromeen a mi asesor, ni a los jurados o las insiuciones a las cuales ellos represenan.

2 Absrac The srucural reforms implemened a he beginning of he nineies had an imporan macroeconomic impac : Colombian real GDP growh is more variable han before, and is accompanied by a shorer and more pronounced economic cycle. This sylized fac is documened and analyzed using a sample of quarerly daa ha covers he periods before and afer he reforms. Two alernaive mehodologies are used. Firs, a VAR and SVAR approach is employed, following Chrisiano, Eichenbaum y Evans (1998), in order o decompose and isolae he srucural economic shocks and heir propagaion mechanisms in he Colombian economy. In second place, a seminarraive approach is used, following Romer and Romer (1989) and Echeverry (1996), o documen he policy applied by he cenral bank during he period sudied and is imporance in explaining he sylized facs. Bringing ogeher he evidence from boh approaches, he hypohesis ha he rise in he variabiliy of oupu is due o he cenral bank no applying a sabilizing moneary policy is rejeced. (Two examples are he 1996 and 1999 recessions, when a firm counercyclical policy, wihin he new ani-inflaionary consiuional mandae of he cenral bank, is documened for each episode) I is more likely ha he explanaion lies in he fac ha he cenral bank canno sabilize o he same degree as before he reforms, firsly, he cyclical movemens of a produc ha shows evidence of being more vulnerable o he presence of greaer aggregae supply and demand shocks; and secondly, an economy whose propagaion mechanisms seem o have changed o become more sensiive o hese shocks. Key words: Economic cycle, SVAR, srucural shocks, propagaion mechanisms, moneary policy. JEL Classificaion: E32, C32, E65. 1

3 I. INTRODUCCIÓN A principios de la década pasada, durane la adminisración Gaviria ( ) se aceleró el proceso de aperura de la economía colombiana que había comenzado desde el gobierno anerior. Enre las principales reformas implemenadas el país esrenó una nueva Consiución, un paquee de leyes que reducía el nivel de aranceles y las resricciones a la libre movilidad de capiales, así como un nuevo régimen laboral y de seguridad social. Esas medidas preendían modernizar el aparao producivo en un enorno de liberalización comercial y financiera encarrilando al país denro de una senda de crecimieno mayor a la hisóricamene vivida. Ora de las reformas llevadas a cabo fue la de la banca cenral colombiana. La nueva Consiución de 1991 le oorgó mayor independencia a su nueva juna direciva y le dio como responsabilidad la proección del poder adquisiivo de la moneda. Una de las razones del nuevo enfoque insiucional que omó la banca cenral en Colombia fue la de erminar la acepación hisórica de niveles de inflación moderada por pare del banco cenral así como doarlo con los insrumenos necesarios para lograrlo 1. Más de una década después de la implemenación de esas reformas esrucurales a la economía colombiana, se pueden observar algunos hechos esilizados. En primer lugar, de los gráficos 1.1 y 1.2 puede apreciarse una marcada desinflación acompañada de efecos reales imporanes en érminos de empleo. 1 Un rabajo que documena bien la acepación por pare de la auoridad monearia de niveles de inflación moderada (2-3%) es el de Echeverry (1996). Enre las principales causas para que eso sucediera, esá el fácil oorgamieno de crédio al gobierno cenral y al secor privado por pare del Banco de la República. Esa úlima figura quedó abolida por la ley mienras que la ora, la financiación del défici fiscal vía emisión monearia necesia de la aprobación de odos los miembros de la juna direciva del Banco de la Republica, lo cual hace basane difícil su implemenación. 2

4 3 5 Grafico 1.1 Inflación (IPC ) Porcenual Anual Fuene: Banco de la República. 2 2 Grafico 1.2: Desempleo Porcenual Trimesral, (4,7 y 13 ciudades) Fuene: DANE, DNP y Banco de la República. En segundo lugar, el gráfico 1.3 muesra que el produco ha sufrido unas variaciones reales más pronunciadas con relación a su hisoria reciene. Una mirada más formal a ese aumeno de la volailidad del produco colombiano se realiza descomponiendo el PIB enre el ciclo de coro plazo y su endencia de largo plazo empleando el filro de Hodrick-Presco. En el gráfico 1.4 se realiza esa descomposición y se aprecia que la mayor volailidad de esa medida de acividad económica se caraceriza por un ciclo más coro y pronunciado 2. En efeco, ese hecho, documenado ya por Echeverry, Escobar y Sanamaría (22), muesra que el ciclo económico redujo su duración promedio de 8 años enre 1977 y 199, a 6 y 4 años enre y respecivamene 3. 2 El ciclo económico se define como el período de expansión (produco por encima de su endencia) y desaceleración (produco por debajo de su endencia). 3 En Echeverry, Escobar y Sanamaría (22) se encuenra que ese hecho esilizado es robuso a medidas de producción secorial en la indusria y el comercio. Los auores idenifican lo que para ellos es un nuevo ciclo de la economía colombiana, más fuere y de menor duración. 3

5 Grafico 1.3: Crecimieno Porcenual Real del PIB Indusrial rimesral Fuene: DANE, DNP y cálculos del auor. Grafico 1.4: PIB Trimesral, Desviación Porcenual de la endencia (Filro HP: 16) Fuene: DANE, DNP, Banco de la República y cálculos del auor. Esa endencia de la economía colombiana a ser más voláil consiuye lo que en ese rabajo se llamará el impaco macroeconómico más relevane de las reformas esrucurales sobre la economía nacional. Cuáles son las causas de ese hecho?. La explicación de cualquier libro de exo básico sería que, siendo Colombia una economía pequeña y parcialmene cerrada anes de las reformas aperurisas, ésas úlimas pueden haber dejado a la economía nacional en una posición más vulnerable ane mayores choques exernos vía, por ejemplo, érminos de inercambio, flujos de capial y variaciones de la demanda mundial de exporaciones, enre oros. 4

6 Ora posibilidad es que las reformas insiucionales de principios de la década pasada han podido hacer que, esrucuralmene, la economía sea más sensible que anes a choques reales sin ser esos necesariamene mayores que anes. En esa vía, Cárdenas y Olivera (1995) documenan cómo las reformas esrucurales hicieron que las decisiones de inversión de los agenes se volvieran más sensibles a algunas variables macroeconómicas como el coso de uso del capial. Por úlimo, ora probable causa es que las reformas insiucionales, que ambién cobijaron a la auoridad monearia, hayan cambiado la conducción de la políica del Emisor produciendo una mayor volailidad de la economía. Sobre ese puno exise lieraura ano nacional como inernacional que idenifica a la auoridad monearia y su políica como una posible causa de dicha volailidad macroeconómica. Denro de la lieraura nacional se ha afirmado que la mayor volailidad económica es una consecuencia ineviable de las modificaciones inroducidas a la operación del Banco de la República como auoridad monearia a parir de Por el lado de la lieraura inernacional, el debae puede enmarcarse denro de la polémica por el esquema moneario de Inflaion Targeing (Inflación Objeivo, IO), por el que un número considerable de bancos cenrales en el mundo ha decidido opar, enre los cuales se cuena el Banco de la República. En Cecchei y Ehrmann (1999) se susrae evidencia de una muesra de países en desarrollo y desarrollados que adoparon el esquema de IO, enconrando que el aumeno de la 4 En Echeverry e.al (22), se afirma que las modificaciones insiucionales a la banca cenral en Colombia, endienes a eliminar el sesgo inflacionario comenado anes, uvieron como conrapare una auoridad con una discrecionalidad más resringida al cumplimieno desinflacionario y por esa vía con menos herramienas capaces de amoriguar el ciclo. Como es lógico, los deracores de esas posiciones pueden afirmar que la políica monearia no guarda relación con los choques exernos e inernos que ha sufrido la economía colombiana, por ejemplo la masiva enrada de capiales de principios de década, la crisis asiáica, el creciene problema del défici fiscal, la crisis del secor financiero e incluso el recrudecimieno del conflico armado, siendo ésos demasiado grandes como para ser conrarresados con políica conracíclica (Urruia, 22). Es denro de ese conexo que se ha llevado a cabo debaes como el proagonizado enre organismos esaales como el Deparameno Nacional de Planeación en cabeza de su (ex)direcor, Juan Carlos Echeverry, y el Banco de la República sobre el manejo moneario y cambiario bajo el esquema de inflación objeivo y sus efecos reales sobre la economía colombiana. 5

7 volailidad en el produco es el resulado de la adopción de ese esquema moneario 5. Ese rabajo, dividido en 5 capíulos incluyendo esa inroducción, se propone abordar el análisis de ese impaco macroeconómico de las reformas esrucurales. El segundo capíulo busca precisar algunos punos eóricos del análisis de choques y mecanismos de propagación en una economía, con especial énfasis en el esudio de la conducción de la políica monearia y sus efecos sobre la mayor volailidad de la acividad real. En los capíulos ercero y cuaro se aborda el análisis de las posibles causas de la mayor volailidad valiéndose de dos meodologías alernaivas: el ercer capíulo emplea una meodología de vecores auorregresivos con diferenes grados de esrucura económica para aislar los cambios en mecanismos de propagación y choques esrucurales; y el cuaro busca emplear un enfoque seminarraivo para complemenar el análisis del comporamieno de la auoridad monearia y su responsabilidad en la mayor volailidad real de la economía. El úlimo capíulo concluye. 5 Sin embargo, es preciso aclarar que no exise un consenso definido al respeco y la polémica permanece abiera. Por un lado, Bernanke, Laubach, Mishkin y Posen (1999) encuenran que la IO no hizo que los episodios de desinflación se hicieran menos cososos; y por oro lado Corbo y Schmid-Hebbel (2) encuenran que ano las asas de sacrificio como la volailidad del produco sí han disminuido para aquellos países emergenes que han adopado la IO. De forma más relevane para el caso colombiano, Mishkin y Schmid-Hebbel (21) documenan el relaivo éxio del esquema de IO en los países que la han adopado y subrayan, sin embargo, que los países que han raado de conrolar los precios de los acivos como por ejemplo la asa de cambio han enido efecos adversos sobre el produco. 6

8 II. ALGUNAS CONSIDERACIONES PRELIMINARES Al analizar el impaco de los choques y sus mecanismos de propagación sobre la economía colombiana, es conveniene revisar lo que en la lieraura se ha dicho acerca de ésos 6. El análisis del efeco de choques sobre variables reales debe ener en cuena que un cambio en la volailidad de esas variables puede deberse a un cambio en el amaño del choque o a un cambio en el mecanismo de propagación del choque. Las reformas esrucurales pueden haber hecho que la economía colombiana sea más abiera y a la vez más vulnerable a choques reales exernos o inernos (por ejemplo de inversión exranjera, de cuena corriene, de producividad, défici fiscales, ec.) lo que resula en la mayor volailidad macroeconómica documenada aneriormene. Por oro lado, siendo los mecanismos de ransmisión de los choques la manera en que un choque se propaga por la economía, es posible que las reformas inrodujeran cambios esrucurales en el comporamieno de los agenes económicos (consumidores y firmas) alerando los mecanismos de propagación de los mismos choques y resulando en mayor volailidad macroeconómica. En ese caso los agenes reaccionarían de forma más sensible a los mismos choques que recibía la economía anes, haciendo que ésos puedan ener ahora un mayor impaco sin que necesariamene haya habido choques de mayor magniud. Ese problema, planea la necesidad de diferenciar si la mayor volailidad regisrada en el produco de la economía colombiana es consecuencia de mayores choques, de una mayor sensibilidad a los choques cualiaivamene similares a los observados en décadas aneriores o de ambos fenómenos. Ahora, si concenramos el esudio de la políica monearia denro del marco de análisis de choques y mecanismos de ransmisión, debemos ambién aclarar algunos punos. La conducción de la políica monearia puede darse por medio de 6 Ver Kuner, K. y Mosser, P., (22). Es necesario subrayar que por choques esamos conemplando, por ejemplo, choques de ipo real como cambios en los niveles de ofera agregada (ocasionados, enre oros, por cambios en producividad o érminos de inercambio); o de ipo nominal como choques de políica monearia sobre el nivel de alguna asa de inerés de referencia o de los saldos nominales de dinero. 7

9 más o menos choques de políica o de una respuesa sisemáica mayor o menor por pare de la auoridad. Esa diferenciación no es rivial para el rabajo pues, si recordamos, una fuene de la mayor volailidad se le aribuye a la conducción de la políica monearia (Echeverry e.al, 22). Eso planea la necesidad de que, en caso de enconrarse que la mayor volailidad es aribuible a la conducción de la políica del Emisor, se diferencie si es la consecuencia de mayores choques de políica o de una mayor respuesa sisemáica de la auoridad al enorno macroeconómico. II.1 Un Ejemplo En un simple modelo bivariado de políica monearia, inerés y produco { i; Y}, se endería a omar la variable de políica monearia ( i ) como la variable exógena y al produco (Y ) como la variable endógena. Sin embargo, es imposible no ener en cuena que las decisiones de políica monearia, cambios en i, ambién esán en función de la evolución del produco haciendo que la respuesa sisemáica de la políica monearia a las condiciones macroeconómicas afece ambién la propagación de choques de políica y de los demás choques a la economía. Qué es endógeno y qué exógeno en ese modelo?, cómo es posible aislar los efecos de las asas de inerés sobre las condiciones macroeconómicas, cuando las asas de inerés son a su vez función de las mismas condiciones? Como un primer acercamieno empírico a ese problema de simulaneidad se presenan en el gráfico 2.1, las correlaciones rimesrales simples de la asa de crecimieno del PIB real ( = ) con los rezagos (o lags: = 1; 2;...; 6 ) y fuuros (o leads: = 1;2;...; 5 ) de la asa de inerés real expos de capación como indicador de políica monearia, IPM. En el panel superior se muesran los resulados para la oalidad de la muesra 1978.I 21.IV; y en los dos paneles inferiores se muesran los resulados para las dos submuesras: 1978.I 1991.IV y 1992.I 21.IV. 8

10 Incluso en esa forma simple de mirar los daos, se evidencia que las relaciones enre la políica monearia y la economía han cambiado en el iempo. Comparando las correlaciones de la primera submuesra (panel inermedio), con las de la segunda submuesra (panel inferior) se ven dos diferencias imporanes. En primer lugar, las correlaciones enre la asa de inerés y cambios subsecuenes en el crecimieno real ( = 1; 2;...; 6 ) son sensiblemene mayores, en el ulimo periodo (segunda submuesra) con relación a los de la primera submuesra evidenciando quizás un aumeno en la efecividad de la políica luego de las reformas. En segundo lugar, las correlaciones enre el crecimieno real y movimienos subsecuenes en la asa de inerés real ( = 1;2;...; 5 ) son sensiblemene mayores en el úlimo período, de hecho pasa de signo negaivo a posiivo, evidenciando quizás un aumeno en el grado de respuesa sisemáica de la auoridad ane cambios en la acividad económica. Gráfico 2.1: Correlaciones Trimesrales { Crecimieno PIB Real = ; Inerés Real = 6,..., 5 } 9

11 Si bien la economía ambién ha sufrido fueres choques reales que pueden esar conaminando el simple análisis de correlaciones 7, ése sí moiva la discusión más rigurosa sobre posibles cambios ano en la conducción de la políica monearia frene al enorno macroeconómico como en los efecos de ésa sobre la acividad económica. III. UNA PRIMERA METODOLOGÍA. III.1 Moivación Una propuesa más formal para solucionar el problema de simulaneidad anes mencionado es la meodología de vecores auorregresivos, VAR, con la cual se logra purgar los cambios en las variables de acividad real y políica monearia de su componene endógeno para aislar los choques exógenos y de políica que afecan al reso de variables macroeconómicas anes y después de las reformas. Como se sabe, esa meodología regresa un vecor de variables (Y ) conra rezagos del mismo. Formalmene, un modelo VAR es un sisema de ecuaciones que puede ser escrio de forma maricial como: (1) Y = a + A1 Y 1 + A2Y AkY k + u donde a es un vecor de consanes; u es el vecor de innovaciones no explicadas por el modelo con E[ u u ] = u y ( u ) no esá correlacionado con las variables en Y 1, 2 Y,..., Y k. Por úlimo, { A 1, A2,..., Ak } son marices de coeficienes que pueden ser esimados usando mínimos cuadrados ordinarios (MCO). Suponiendo que esimásemos { A 1, A2,..., Ak }, el vecor ( u ) y u, aun no sería posible conar con una medida de los choques choque fundamenales 7 Por ejemplo, la aparene mayor respuesa del produco a cambios en el IPM puede deberse a ora serie de facores ajenos a la políica como la presencia de mayores choques sufridos por la economía colombiana. 1

12 (esrucurales) de la economía. La razón básica es que al ener un modelo en forma reducida como (1) podemos esar obviando relaciones conemporáneas enre las variables del vecor Y que hacen que los errores esén correlacionados; es decir, que u no sea una mariz cuyos elemenos afuera de la diagonal principal sean iguales a cero. No hay razón enonces para asumir que cada elemeno de u corresponde a un choque esrucural de origen económico en paricular, digamos, por ejemplo, a uno en las variables de acividad económica real o de políica monearia. De forma más general, cada elemeno de los efecos de odos los choques fundamenales a la economía. u refleja Se procede enonces suponiendo que la relación enre las perurbaciones u y los choques fundamenales o esrucurales, ε, esa dada por una mariz cuadrada e inverible y ε = Eε ε ' = esrucurales a cada variable del sisema no esán correlacionados. B = ε u, donde B es I, es decir los choques Premuliplicando (1) por B obenemos: (2) BoY = b + B Y 1 + B2Y BkY k + ε 1 ; De esa forma, las marices del modelo en forma reducida (1) saisfacen: 1 1 a = B b ; A j = B B j ; para j = 1,..., k y el vecor de perurbaciones saisface u = B 1 ε, de forma que 1 1 (3) = B ( B )' u = B ε ( B )' = B I( B )' ; u ; 11

13 Denro de un enfoque como el que se ha propueso en ese rabajo, sería más conveniene ener una represenación como (2) para conar con las perurbaciones fundamenales de cada variable de la economía y así poder hacer un juicio sobre el papel que han jugado ésas denro del incremeno en la volailidad. Para ilusrar eso, supongamos que dividimos el vecor Y en dos grupos: Y = [ Z ', R ]', donde Z es un vecor que coniene las variables de acividad económica real y R es un escalar que represena al insrumeno de políica monearia, IPM. De acuerdo con eso, descomponemos las marices B i así: ZZ ZR B i Bi B i = ; para odo i =,..., k RZ RR Bi Bi Si suponemos que un sisema de dos ecuaciones: RR B = 1, nuesro modelo esrucural (2) puede ser escrio como k k zz Z ZZ ZR ZR Z (4.1) Z = ( B ) 1 b + Bi Z i + Bi R i B R + ε ; i= 1 i= 1 k k R RZ RZ RR R (4.2) R = b B Z + Bi Z i + Bi R i + ε ; i= 1 i= 1 donde Z ε y R ε son perurbaciones orogonales que sí pueden ser inerpreados como choques esrucurales de origen económico. La esrucura económica acá añadida hace que el sisema de ecuaciones (4.1) describa la evolución de las variables reales como respuesa a cambios conemporáneos y aneriores de ellas mismas así como a choques esrucurales reales no esperados. Y la segunda ecuación (4.2) caraceriza el comporamieno del IPM como respuesa de la evolución conemporánea y pasada en las variables 12

14 endógenas, rezagos del insrumeno moneario y choques no esperados de políica monearia. En pocas palabras (4.2) no es ora cosa que la forma esrucural a esimar de la función de reacción de la auoridad monearia. Tenemos pues en (4.1) y (4.2) un sisema que nos permie cuanificar ano el componene sisemáico como las perurbaciones esrucurales de las variables reales ( Z ) y la herramiena de la auoridad monearia ( R ). Denro de un conexo de mayor volailidad macroeconómica como el que se ha documenado para la economía colombiana, esa descomposición permie idenificar las causas enre res posibles hipóesis: La economía colombiana es más voláil por que, esrucuralmene, sus variables reales, Z, presenan un componene aleaorio (o choques esrucurales) Z ε con mayor varianza; la auoridad monearia ha dado más choques de políica, ε, haciendo que las variables reales, Z, sean más voláiles. se dio un cambio en los parámeros esrucurales o componene sisemáico, B' s, haciendo que la economía sea más sensible a los mismos choques de anes. R Cabe señalar dos punos: primero, las res posibilidades conempladas no son muuamene excluyenes pudiendo ener una combinación de ellas; y, segundo, en la úlima posibilidad conemplada, es posible que el cambio en los parámeros se haya dado en el componene sisemáico de las variables reales y/o en la función de reacción de la auoridad monearia. 13

15 III.2 VAR o SVAR? Preferir un análisis esrucural (como en la ecuación 2) a uno en forma reducida (ecuación 1) iene implício un dilema (rade off) al ener que ser especificada la mariz B para que el sisema enga una solución por lo cual uno puede caer en errores graves al suponer una esrucura de la economía que al vez no sea la adecuada. En efeco, para poder esimar el sisema esrucural es necesario ener ano a B como a las marices { A 1, A2,..., A }. Si bien, como ya se dijo, esas marices pueden ser esimadas por MCO, obener B no es rivial. La única información que en principio se iene sobre B es que resuelve el sisema de ecuaciones (3). Sin ningún ipo de resricciones o esrucura sobre B un sisema como (3) puede ener infinias soluciones. Eso obedece a que si suponemos que B es de dimensión k x k (Y coniene k variables), la mariz k u sólo provee de k(k+1)/2 elemenos. El problema de idenificación reside en resolver (k x k) incógnias con sólo k(k+1)/2 valores haciendo que por lo general haya una infinidad de soluciones. Para resolver eso se debe suponer y defender una esrucura de B que cuene con (k x k) - k(k+1)/2 = k(k-1)/2 número de resricciones al como la que hicimos en el ejemplo anerior al sumir que B RR = 1 8. Exise un méodo de idenificación que involucra esrucurar el mismo numero de resricciones en un enfoque de largo plazo 9. Sin embargo, la meodología que se seguirá acá será con un enfoque de resricciones de coro plazo siguiendo a Chrisiano, Eichenbaum y Evans, CEE, (1998). Cuál es esa meodología? Lo que CEE (1998) hacen es considerar al vecor unión de res componenes: X 1 S ; X 2 Y de dimensión (k x 1) como la ; de dimensiones (k 1 x 1), (1 x 1) y (k 2 x 1) 8 Como lo demuesran Chrisiano, Eichenbaum y Evans, CEE (1998), esa especificación no siempre es suficiene para idenificar odos los elemenos de la mariz B. Para una explicación más a fondo de ese puno, el lecor puede remiirse a ese ariculo, pag Más adelane se comenará sobre esa meodología que se ha empleado en algunos esudios del caso colombiano. Para una explicación deallada se remie al lecor al ariculo de Blanchard y Quah (1989). 14

16 respecivamene donde k = k 1 +k 2 +1 y monearia: Y X = S X 1 2 ; S represena al insrumeno de políica Donde X 1 recoge las variables reales de la economía (por ejemplo el nivel de produco), Ses el insrumeno de políica de la auoridad y variables nominales de la economía. X 2 recoge oras Los auores asumen la siguiene esrucura de la mariz B : B b ( k1 = b (1xk b ( k 2 11 xk1) 21 1) ( k1x1) b ( 1x 22 1) b xk1) ( k 2xk1) ( k1xk 2) (1xk 2) b 33 ( k 2xk 2) ; El bloque de ceros de la fila inermedia supone que la auoridad no iene en cuena a X 2 cuando fija su insrumeno S. Los dos bloques de ceros de la primera fila reflejan el supueso que el choque de políica monearia es orogonal a los elemenos en X 1, lo que se conoce en la lieraura como el supueso recursivo. Se supone que el comporamieno de la auoridad o función de reacción esa modelado con la ecuación: S = f ( Ω ) + ε ; S donde el comporamieno del insrumeno de políica monearia depende del componene sisemáico de la auoridad, f ( Ω ), que comprende información conemporánea y anerior de la economía, [ X X, X,..., X ; S, S,..., S ; X X ] Ω = q 1 2 q 2 1;...; 2 q,. 15

17 Con el supueso recursivo, las variables se deerminan en bloques: primero, se deerminan las variables de la acividad económica real, X 1 ; en segundo lugar y de forma conemporánea, la auoridad fija su insrumeno, S ; y por úlimo, el reso de variables de la economía se deerminan, X 2. Ese supueso es fundamenal pues permie que los errores esrucurales de la economía ano X1 ε como ε sean S orogonales al componene sisemáico de como los residuos de una esimación por MCO. S y X 1, permiiendo enconrarlos Dado que no se conoce a priori cuál es la esrucura de la economía colombiana, después de esa descripción, queda evidenciado el riesgo del enfoque esrucural. Además, las conclusiones que se deriven de las respuesas dinámicas del sisema ane choques a las variables van a ser alamene sensibles a la especificación que se enga sobre B. Como lo demuesran CEE si bien las funciones de impulso-respuesa, FIR, de las variables en Z ane choques a S son independienes al orden de las variables en X 1 y X 2, esos resulados sí se afecan ane choques no monearios dependiendo del orden de las variables. En pocas palabras, los resulados son sensibles no sólo a la esrucura que por medio del supueso recursivo se le asigne a B, sino que ambién lo son al orden que se escoja darle a las variables denro de una misma esrucura. Si bien CEE (1998) muesran un ciero consenso en la lieraura sobre las variables y esrucura que se debe emplear 1, su rabajo abarca generalmene a economías grandes e indusrializadas donde los mecanismos de propagación son diferenes a los que se pueda pensar para una economía pequeña como la colombiana, que además esuvo parcialmene cerrada durane buena pare del periodo de análisis. Tampoco parece conveniene la meodología alernaiva de 1 Por ejemplo los auores emplean denro de X 1 al PIB real, el Deflacor Implício del PIB y un índice de precios de uno o varios commodiies; a S como la asa de inerés a la cual el FED irriga liquidez; y denro de X 2 a variables del money marke como un agregado moneario o el nivel oal de reservas del sisema bancario. 16

18 idenificación de la esrucura que proponen CEE (1998) quienes, basándose en Lucas (198), afirman que se debe escoger una esrucura que genere respuesas dinámicas o funciones de impulso respuesa de las variables a choques esrucurales de políica monearia acordes con uno o varios modelos eóricos previamene acepados. De esa forma, si una esrucura especifica no cumple con dar unas funciones de impulso respuesa, FIR, acordes con la eoría, se desecha la esrucura y se busca ora. El problema es que (al menos para el auor) no exise un modelo que sirva como benchmark (referencia) sobre el cual pueda desecharse un ipo de esrucura. De hecho, la lieraura revisada ambién se planea ese problema sobre la exisencia de un modelo específico para el caso de Colombia 11. Una revisión de la lieraura relacionada con ese ema para el caso colombiano muesra que ha habido una inclinación por emplear la meodología comenada anes y propuesa por Blanchard y Quah (1989) donde las resricciones se imponen eniendo un crierio de largo plazo en una economía pequeña y abiera, es decir, donde sólo los choques de ofera son los únicos que ienen efecos permanenes sobre el produco 12. Enre los rabajos que cabe mencionar acá ano por su similiud en el uso de variables a analizar como por la periodicidad y el rango de los daos esán Gaviria y Uribe (1993), Resrepo (1997), Misas y López (1998) y Zuccardi (22), enre oros. Esos rabajos coinciden en recoger dos ipos de variables cuyos choques puedan ser de ofera o demanda. De forma general, en odos encuenran que los choques de ofera son los principales facores en la explicación de la flucuación del produco de largo plazo. 11 En Echeverry e.al (22) se afirma que el modelo para Colombia no ha sido el que se había pensado a priori anes de la aperura. 12 Se eniende acá por choques de ofera aquellos que afecan direcamene al sisema producivo de un país enre los que se pueden mencionar: cambios en la producividad de los facores, en el sock de capial o en precios relaivos como la asa de cambio real. 17

19 El presene capíulo ambién busca deerminar la imporancia de los choques (de ofera y demanda) en las flucuaciones del produco, enre el primer rimesre de 1978 y el cuaro rimesre del 21. Pero a diferencia de los rabajos ya realizados, en ese análisis se planean resricciones de coro plazo siguiendo el enfoque de CEE (1998) sobre la mariz B, para así eviar una posible subesimación de los efecos de coro plazo que puedan ener los choques de demanda sobre la producción real. Al no seguir la meodología de Blanchard y Quah (1989), no se preende desviruar la abundane evidencia para Colombia en el senido que los choques de ofera ienen efecos de largo plazo sobre el produco a diferencia de los choques de demanda. Por oro lado, es preciso subrayar que el modelo planeado sí difiere de los rabajos mencionados en la medida que busca, además de aislar los choques esrucurales que han afecado a la economía, esimar una función de reacción de la auoridad con lo que el supueso recursivo funciona bien al suponer que los choques de políica son orogonales a la información disponible. Para ese úlimo propósio, CEE (1998) muesran cómo ese méodo es superior a oras meodologías alernaivas. Además de ésas observaciones, lo mencionado anes sobre la esrucura a escoger y los riesgos de no escoger la esrucura apropiada, hace que el análisis se haga, en primer lugar, a ravés de un VAR en forma reducida que si bien iene las limiaciones ya mencionadas, nos permiirá idenificar las relaciones puramene esadísicas (sin ninguna esrucura económica que a priori se le quiera dar a la economía colombiana) exisenes enre variables macroeconómicas reales y nominales, así como a ener una medida inicial del componene aleaorio general que ha afecado a la economía en su conjuno. En segundo lugar, propondremos un ipo de esrucura para la economía colombiana siguiendo la meodología de CEE (1998), que nos permiirá conar con una medida de los choques esrucurales y sus mecanismos de propagación que ha recibido la economía colombiana durane odo el período analizado. 18

20 III.3 Evidencia de un VAR 13 El modelo esimado fue el (1): Y a A Y A Y A Y + u = k k donde el vecor Y esa compueso de las siguienes variables: el saldo fiscal como porcenaje del PIB (Saldo), como medida de demanda agregada; el logarimo naural de la producción real de la indusria manufacurera (Lindmf) 14 ; la asa de inflación (Inf); el índice de asa de cambio real (Tcr), para conar con una medida de ofera agregada; y la variable que sirve como indicador de políica monearia, IPM, será una medida del inerés real de capación expos. 15. En el Anexo I del Apéndice Esadísico se explica la consrucción y las fuenes de esas las variables. Cabe subrayar, sin embargo, que para una economía abiera y pequeña como la colombiana, omar como medidas de demanda y ofera agregadas al saldo fiscal y a la asa de cambio real, respecivamene, es obviamene un primer ejercicio cuyos resulados deben ser omados eniendo en cuena algunos supuesos. En primer lugar, el saldo fiscal (ingresos menos gasos) como medida de la demanda agregada supone que el componene endógeno que le impone los ingresos fiscales aados al nivel de acividad económico no es significaivo. Por oro lado, se supone sobre la variable de asa de cambio real que los choques exernos (por ejemplo, cambios en el produco exerno; los érminos de inercambio y el inerés 13 Esa herramiena en forma reducida ha sido ampliamene uilizada ano en la lieraura inernacional como para el caso de Colombia en el análisis de la políica monearia y su conexión con la acividad económica real. Ver Boivin y Giannoni (22), Bernanke y Blinder (1992) o Bernanke y Mihov (1998) para el caso inernacional enre oros; y Reinhar y Reinhar (1991), Echeverry (1993) y Posada (1995) para el caso colombiano enre oros. 14 Exise lieraura nacional (Echeverry, 1993; Echeverry y Eslava, 1997) e inernacional (Rudebusch, 1998) que sigue la propuesa meodológica de realizar ese ipo de ejercicios reemplazando el PIB por la producción indusrial dado que esa variable puede ser la que engan a la mano las auoridades monearias a la hora de la oma de decisiones y no el PIB 15 A pesar de ser ésa la variable que por lo general se emplea como indicador de políica monearia de coro plazo, su uso no deja de esar exeno de críicas al ser oras variables las que mejor sirvan como IPM. Eso se conempla en el análisis del capiulo siguiene donde se permie ener el crecimieno de la base monearia como IPM alernaivo. 19

21 real exerno) e inernos (por ejemplo, de gaso público) que en la prácica capura ésa variable, afecan únicamene la ofera agregada nacional. Sin embargo, eniendo en cuena esas aclaraciones y supuesos, se considera que esa división de variables de ofera y demanda es un primer ejercicio válido. Con respeco al esudio de los cambios en el componene sisemáico o los mecanismos de propagación se aplicará una serie de pruebas esadísicas sobre el modelo para odo el período muesral, con el objeivo de verificar la esabilidad de los parámeros o mecanismos de ransmisión para cada una de las ecuaciones del sisema (1). Esas pruebas cuenan con un es de esabilidad de los parámeros (Cusum de cuadrados) y de dos ess más específicos en donde se planea en la hipóesis alerna un cambio esrucural en los parámeros en una fecha especifica (es de quiebre esrucural y de predicción de Chow). De forma complemenaria, se realizaron experimenos conrafacuales para aislar los componenes aleaorio y sisemáico del modelo, y medir así la conribución independiene de cada uno de esos en la mayor volailidad del produco real colombiano. Resulados: Pruebas de raíz uniaria, coinegración y deerminación del orden del rezago: Dado que para la esimación ano del modelo VAR en forma reducida como en forma esrucural se necesia que las series a relacionar sean esacionarias, se realizaron la pruebas de Dickey-Fuller aumenada y de Phillips-Perron sobre exisencia de raíz uniaria para las variables en niveles y en primeras diferencias. Los resulados se reporan en el cuadro AII.1 del anexo II, Apéndice Esadísico. Se enconró que odas las series en niveles excepo la de asa de inerés real presenan raíz uniaria. Sin embargo, al evaluar las series en primeras diferencias, no exise evidencia para acepar la exisencia de raíz uniaria, por lo que se 2

22 concluye que las series en niveles son inegradas de orden uno, excepo la medida de asa de inerés real expos que presena caracerísicas de ser inegrada de orden cero (esacionaria). Se procedió luego a pracicar un análisis de coinegración para deerminar si las series que presenan propiedades no esacionarias ienen alguna relación de largo plazo que sea esacionaria. Para el análisis de coinegración se consideraron sólo res ipos de modelos diferenes -el modelo 2 o cimean, el modelo 3 o drif, y el modelo 4 o cidrif-, y se siguió el crierio de Panula para deerminar el numero de vecores de coinegración. En el cuadro AII.2 del anexo II (Apéndice Esadísico) se presenan los resulados. Se enconró que las variables Saldo, Lindmf, Inf y Tcr no presenan una relación de largo plazo. Lo que implica la ausencia de coinegración en niveles haciendo que se puedan esudiar las variables mencionadas en primeras diferencias. Por úlimo se difirió del enfoque de CEE (1998) quienes suponían a priori un orden de rezago de 4 rimesres. El modelo se esimó con res rezagos de acuerdo con los crierios de información (Akaike, Schwarz y Hanna-Quinn) y las pruebas mulivariadas de auocorrelación. Pruebas sobre la esabilidad del modelo: Se realizó el es de Cusum Cuadrados para evaluar la esabilidad de los parámeros del modelo, ver anexo III del Apéndice Esadísico; y, de forma complemenaria, el Cuadro 3.1 presena dos ess de cambio esrucural (es de cambio esrucural de Chow y es de predicción de Chow 16 ) en los parámeros de cada ecuación para la vecindad del año en que se implemenaron las reformas Con una consrucción ligeramene diferene, ambos ess buscan enconrar evidencia para rechazar la hipóesis nula de que los parámeros de cada ecuación son esadísicamene iguales para cada submuesra. 17 Se habla de vecindad pues los es se realizaron para los primeros rimesres de los años 199, 1991, 1992, 1993 y La razón para eso es que en primer lugar algunas de las reformas comenzaron con anerioridad a la expedición de la Nueva Consiución del 91 y, en segundo lugar, se puede suponer que en algunas variables el quiebre se haya dado con un ciero rezago. 21

23 Cuadro 3.1. Tes de cambio esrucural de Chow y Tes de predicción de Chow confiabilidad en el rechazo de la Ho sobre la no exisencia de un quiebre esrucural Ecuación Chow Tes Chow forecas Tes Saldo No al 1% Indusria al 5% al 5% Inflación al 5% No Tasa de Cambio Real al 1% al 1% Tasa de Inerés Real al 5% No Noa: Pruebas realizadas para 199:1 a 1993:4 Un "no" requiere un rechazo en odas y cada una de las fechas. Como se puede observar, para las ecuaciones de la indusria y la asa de cambio real, ano el es de Cusum Cuadrados como ambos es de cambio esrucural coinciden en acepar la evidencia sobre un posible cambio esrucural en los parámeros que los inerrelacionan con las demás variables macroeconómicas analizadas. Para las ecuaciones del saldo fiscal y la inflación, si bien ambos es dan resulados opuesos, el análisis de Cusum Cuadrados se inclina por la inesabilidad de sus parámeros. Por ulimo, para la ecuación del objeivo de la auoridad monearia a pesar de que ambos es ambién dan resulados conradicorios, el es de Cusum Cuadrados no muesra inesabilidad en sus parámeros. Experimenos Conrafacuales: En ese ejercicio se seleccionaron dos submuesras (anes y después de las reformas 18 ) y se buscó descomponer, por medio de una meodología de experimenos conrafacuales, el cambio enre submuesras de la varianza de cada una de las variables en su origen sisemáico (es decir los mecanismos de propagación de la economía) y el origen no explicado por el modelo (o choques exógenos). 18 Si bien puede haber discusión sobre la fecha en que las reformas comenzaron a ener efeco sobre la economía, se omará el primer rimesre de 1992 como la primera observación de la segunda submuesra. Esa fecha se escogió pues la principal de las reformas para ese rabajo, aquella a la banca cenral, no se dio sino hasa el segundo semesre de 1991 con la conformación de la Juna Direciva del Banco de la Republica. 22

24 La evolución del vecor Y, que coniene las variables macroeconómicas cuyo comporamieno y evolución buscamos explicar, depende ano de perurbaciones no explicadas, u, como de un componene sisemáico ( a, A1, A2,... Ak ) que deermina cómo esos choques se propagan por la economía 19. La uilidad del sisema (1) radica en que es una herramiena para diferenciar el origen de la (creciene) volailidad de la variable de acividad económica. Recordemos que la evidencia presenada anes en el rabajo apunaba hacia una mayor volailidad del produco durane el período poserior a 1991 con relación al período anerior. Como se propuso anes, una mayor volailidad puede deberse a dos causas diferenes: una mayor sensibilidad de las variables macroeconómicas a movimienos de las demás variables, fenómeno que esá relacionado con cambios en los mecanismos de propagación (o componene sisemáico) del cual las pruebas sobre esabilidad presenan evidencia y que llamaremos de Economía más Sensible; o a una mayor volailidad del componene aleaorio de la variable de acividad real, aribuible a choques exógenos o que no esán conemplados denro del modelo, fenómeno que llamaremos de Economía más Vulnerable y que esá relacionado con cambios en la mariz de varianzas y covarianzas de los choques exógenos, v. Por medio de experimenos conrafacuales se busca aislar la conribución de cada uno de los dos componenes en el cambio de varianza para cada variable del sisema enre la primera y la segunda submuesra. En el cuadro 3.2 se presenan los resulados de los experimenos realizados para el modelo VAR planeado. 19 La parición enre un componene explicado y oro no explicado puede ser conroversial. En efeco, si se uviera un pleno conocimieno de las variables que deerminan la acividad económica y el nivel de precios, odo el cambio en esas variables seria aribuido a cambios en el componene sisemáico. El conocimieno, sin embargo, no es an compleo por lo que se recoge en el vecor de perurbaciones los cambios no explicados. 23

25 En la segunda y ercera columna se muesra la varianza de cada una de las variables del modelo para el primer y segundo período respecivamene. En las úlimas res columnas se da respecivamene el cambio en la varianza de una muesra a ora así como la descomposición de ese cambio en su origen sisemáico (mecanismos de propagación) y no explicado (innovaciones). Si bien en el Apéndice Esadísico, Anexo IV, se explica en dealle esa meodología, la descomposición es el resulado de dos experimenos en los que se deja consane uno de los dos componenes enre una muesra y la ora, y se observa cuál hubiese sido el cambio de varianza en cada caso. Es así como la quina columna del cuadro 3.2 se obiene asumiendo el conrafacual que los mecanismos de ransmisión o componene sisemáico esimado han podido cambiar de la primera muesra a la ora mienras que las innovaciones o componene no explicado, u, permanecen consanes. Cuadro 3.2 Experimenos Conrafacuales Varianza de 1ra submuesra 2da submuesra Variación Cambio como resulado de 77.I - 91.IV 92.I - 1.IV Propagación Residuos Dsaldo % 96.28% Dlindmf % % Dinf % 67.17% Dcr % % Dir % % Fuene: Cálculos del auor. Eso provee una medida del apore de los mecanismos de ransmisión en la evolución de la volailidad de las variables macroeconómicas esudiadas ane perurbaciones consanes. La sexa columna se obiene haciendo lo conrario, es decir, maneniendo el componene sisemáico consane y permiiendo que solo varíe el componene no explicado de una muesra a ora. 24

26 El cuadro 3.2 muesra que la acividad produciva es más sensible al enorno macroeconómico reforzando la evidencia obenida a parir de las pruebas de esabilidad de los mecanismos de propagación. El mismo resulado cualiaivo se observa para la asa de cambio real y el inerés real como objeivo final de la auoridad monearia. Las dos variables que muesran un componene aleaorio de mayor influencia en la diferencia de varianzas de una muesra a la ora son el saldo fiscal y la inflación. Esos úlimos resulados, sin embargo, deben ser omados con relaiva cauela, pues como se ha explicado anes, provienen de una esrucura en forma reducida, cuyos residuales u ienen una mariz de varianza-covarianza 1 1 u = B ε ( B )'. De esa forma, un análisis como ése sobre los residuales de la forma reducida puede esar conaminado por cambios de carácer sisemáico en la mariz de relaciones conemporáneas B. En odo caso, cabe subrayar que la inesabilidad enconrada en los mecanismos de propagación de los choques sobre la acividad real del modelo en forma reducida por medio de pruebas de esabilidad de los coeficienes de las marices {, A A } A sigue siendo del odo válida. Recordando 1 2, 3 que las marices de (1), A j 1 = B B, para j = 1, 2,3; podemos afirmar que los j mecanismos que propagan los choques esrucurales (bien sea conemporáneamene o en forma rezagada) deben haber cambiado. Para aislar propiamene los choques fundamenales a la economía se necesia añadirle más esrucura al modelo, que es precisamene el objeo de la sección siguiene. III.4 Evidencia de un SVAR Siguiendo a CEE (1998) consideramos ahora un análisis VAR esrucural con la siguiene forma: se uilizaron como variables rimesrales del vecor X 1, en su orden, al saldo fiscal como proporción del PIB; a la producción de la Indusria 25

27 Manufacurera; la asa de inflación; la asa de cambio real y una medida del inerés real de capación expos como la variable que sirve de indicador de políica monearia, IPM. De cada una de ésas cinco variables serán recogidos los errores esrucurales que podrán ser omados, respecivamene, como medidas de choques de demanda agregada ( ε Saldo ) ; de acividad real ( ε Indusria ) ; de los precios ( ε Inflación ) ; de ofera ( ε Tcr ) y de políica monearia ( ε Tir ). El modelo a esimar será: B Y o b B Y B Y B Y = ε donde el vecor Y esa dividido en dos componenes así 2 : X 1 (4x1) Y = ; x1) S (1x1) (5 La esrucura que se asumirá sobre la mariz B será la siguiene: B b (4x = b (1x 11 4) (4x1) 21 4) b ( 1 22 x1) ; Y la auoridad monearia se compora de acuerdo con la función de reacción S ( ; con Ω = [ X X, X X ; S, S S ] = f Ω ) + ε S 1, , 3. Con esa esrucura se esa asumiendo que las variables de la acividad económica real, deerminan primero; y en segundo lugar, la auoridad fija su objeivo, información conemporánea que observa en X 1. X 1, se S con la Esa esrucura implica que la economía colombiana se compora en el coro plazo de acuerdo con un modelo como el Mundell-Fleming o IS-LM en una economía pequeña y abiera, donde la deerminación del produco de coro plazo se hace al 2 Por simplicidad, no se conempló la exisencia del componene X 2. 26

28 equilibrar el mercado de bienes (IS) y el moneario (LM). En ese equilibrio, los choques exógenos de demanda (un choque de gaso publico) y ofera (un choque a la TCR) ienen efecos conemporáneos sobre el produco y son una fuene de volailidad de coro plazo. Los valores de equilibrio que se alcanzan en las variables en érminos de produco y precios afecan conemporáneamene las decisiones de la auoridad monearia sobre la (LM) pero sus deerminaciones de políica no afecan el equilibrio sino hasa el siguiene período 21. Resulados: Esimación de B y perurbaciones esrucurales ε : Luego de esimar la mariz B, se procedió a calcular los residuales esrucurales o perurbaciones fundamenales ε (ver el anexo V del Apéndice Esadísico) y sobre esos realizar una prueba de cambio de varianza enre cada submuesra (Cuadro 3.3). Como se puede observar, se presena un componene aleaorio significaivamene más pronunciado en la segunda submuesra (sombreada) en las dos variables que recogen los choques de demanda (Saldo) y ofera (Tcr). También es significaivo un componene aleaorio más voláil y asimérico hacia valores negaivos en la producción indusrial. Por úlimo, esá el IPM donde no exise evidencia para rechazar la hipóesis de varianzas iguales en ambas submuesras. Para el caso de la inflación se puede ver evidencia de un componene menos voláil con relación al primer periodo de análisis. 21 En Resrepo (1997) se da evidencia que la economía colombiana se compora como el modelo IS-LM para una economía pequeña y abiera donde en el largo plazo, sólo afecan el produco los choques de ofera y no de demanda. 27

29 Cuadro 3.3 Tes sobre la varianza de los residuales esrucurales Varianzas de los errores esrucurales esimados: Var(E esimado) Ecuación Var(E esimado) Rechazo de Ho: Varianzas 1ra sub muesra 2da sub muesra iguales*.368 Saldo si al 1%.552 Indusria si al 1% Inflación.322 si al 1% **.516 TCR si al 1%.911 TIR.846 No Noa: Se oma el primer rimesre de 1991 como el primer valor de la 2da muesra. * Ha: Var(2da submuesra)>var(1ra submuesra); Valores conrasados con un Esadísico F con 4/6 grados de liberad ** Ha: Var(2da submuesra)<var(1ra submuesra); Valores conrasados con un Esadísico F con 6/4 grados de liberad Respuesas dinámicas y descomposición de varianza: Una vez obenida la represenación esrucural del modelo, se procedió a esimar las marices ( B ) para cada submuesra y con eso calcular las respuesas dinámicas, FIR, y la descomposición de varianza hasa 12 rimesres para las variables Indusria Manufacurera; Inflación y el IPM, TIR, ane choques de un desviación esándar a odas las demás variables del sisema esrucural. Ese ejercicio se realizó para cada una de las dos submuesras (ver el anexo VI del Apéndice Esadísico). Para el caso de la indusria, podemos ver como pasa a ser, en el segundo subperíodo, significaivamene más sensible en el coro plazo a choques de demanda (Saldo fiscal) y de ofera (ITCR) con relación al primer período. También reacciona de forma más oscilane ane cambios en el nivel de precios. Por lo que respeca a choques al IPM, si bien la reacción de la producción indusrial en el segundo período oma el signo (negaivo) esperado ane una políica conraccionisa, la reacción no es significaiva en comparación con los oros choques. Al descomponer su varianza se observa que la imporancia relaiva de los choques esrucurales de ofera y demanda en la varianza del produco es mayor en la segunda submuesra con relación a la primera. 28

30 En la misma dirección, esán los resulados para la inflación. Si bien las FIR no muesran una respuesa significaivamene más pronunciada de los precios ane choques de demanda y ofera en el segundo período con relación al primero, la descomposición de su varianza sí muesra una mayor imporancia relaiva de los choques esrucurales de ofera y demanda en la variabilidad de la inflación. Pero, de forma ineresane, eso no ocurre ane choques al IPM, ane los cuales los precios parecen reaccionar significaivamene menor en el segundo período y su imporancia denro de la variabilidad de la inflación parece menor. Por úlimo, los resulados para el IPM ane choques no son muy diferenes de los resulados para las oras dos variables analizadas. La TIR, como IPM, parece reaccionar de forma más sensible en el segundo período con relación al primero. Sin embargo, las implicaciones ienen un carácer más relevane, pues si se oma esa ecuación como la función de reacción de la auoridad monearia ane choques al sisema, se esaría afirmando que la respuesa sisemáica de la auoridad es más imporane ahora que en el pasado. Para el caso de los choques de ofera y demanda, la respuesa sisemáica del IPM es más fuere en el segundo período y mayor es la imporancia de esos dos choques en la variabilidad del IPM. Ane choques a la producción indusrial, si bien las dos repuesas del IPM en ambos períodos son cuaniaivamene iguales y conracíclicas, la respuesa en el segundo periodo oma un ciero rezago en darse mienras que en el primer período se da simuláneamene. Por úlimo, ane choques de los precios, si bien se observa una reacción conraccionisa más rápida y significaiva del IPM ane choques de inflación, la imporancia relaiva de los precios denro de la variabilidad del IPM es sensiblemene menor en el segundo período El posible problema de significancia para las FIR enconradas en la segunda submuesra por el reducido número de grados de liberad hizo que se realizara el mismo ejercicio con ora medida de produco real diferene a la Indusria Manufacurera. Se reemplazó esa medida por el PIB agregado y los resulados fueron robusos en érminos cualiaivos. 29

31 III.5 Sínesis A manera de sínesis, el cuadro 3.4 resume la principal evidencia enconrada hasa ahora. Con la meodología VAR, se enconró evidencia de cambios en los mecanismos de propagación de choques implicando que la mayor volailidad del produco pueda ser explicada por una mayor sensibilidad a los choques. De forma complemenaria, el empleo de la meodología SVAR, enconró evidencia de que la mayor volailidad ambién es aribuible a mayores choques esrucurales de ofera y demanda. Sin embargo, no se enconró evidencia de que la mayor volailidad sea produco de mayores choques de políica del Emisor. Cuadro 3.4. Fuenes de volailidad del Produco Real Indusrial MECANISMOS DE PROPAGACIÓN CHOQUES ESTRUCTURALES TCR Fiscal Produco Políica (Tir) Evidencia de un VAR Más sensibles Evidencia de un SVAR Mayores Mayores Mayores sin evidencia En efeco, con respeco a la esimación de la función de reacción de la auoridad monearia, la evidencia es menos clara. Si bien se encuenra que el IPM es más sensible a acuar con mayor fuerza de forma conraccionisa ane choques en precios, ambién se halla evidencia de que es más sensible a choques de ofera y demanda. Además no se encuenra evidencia que la acividad real responda con más fuerza a choques de políica. Lo anerior planea inerroganes sobre la forma en que cambió la conducción de la políica monearia a parir de las reformas y, en especial, los objeivos que ésa persigue desde enonces. El inerrogane no es menos relevane pues si recordamos lo que se comenó en el capíulo inroducorio, una pare de la bibliografía ciada (en especial, Echeverry, e.al., 22) aribuía la mayor volailidad del ciclo económico a la fala de políica conracíclica del Banco de la República ras el mandao consiucional de proeger el poder adquisiivo de la moneda. 3

32 Los resulados parciales evidencian hasa acá que el Emisor se muesra más inervensionisa ahora que anes de las reformas conradiciendo esa úlima hipóesis. Sin embargo, es necesario pregunarse si la mayor reacción de la auoridad documenada anes es la consecuencia de raar de conrolar primordialmene una inflación que responde menos a choques de políica y que, a su vez, es más sensible a choques de ofera y demanda. Lo cual iría en la misma dirección de la idea planeada por el arículo anes mencionado. O, por el conrario, es ésa la consecuencia de querer esabilizar un produco que ambién se muesra más voláil que anes a choques de ofera y demanda, y que responde menos a choques de políica?. En resumen: cuál fue el objeivo principal del Emisor, esabilizar el ciclo producivo o conrolar la inflación? Para responder a ese inerrogane la meodología empleada hasa ahora no es una buena herramiena por lo que se planea una meodología alernaiva que busca respaldarse más en evidencia de episodios de políica que en realidad sucedieron en la economía colombiana vez de fabricarlos economéricamene. IV. UNA METODOLOGÍA ALTERNATIVA IV.1 Moivación Una meodología alernaiva que se ha propueso para analizar la conducción de la políica monearia y sus efecos reales de coro plazo es el llamado narraive approach (enfoque narraivo) propueso desde el influyene rabajo de Friedman y Schwarz (1963) y más arde empleado por Romer y Romer (1989). Para los primeros, la políica monearia es la conjunción de los evenos económicos, las insiuciones monearias, y las docrinas y creencias del momeno y de los individuos pariculares que oman las decisiones de políica 23. Por ésa razón, el marco de análisis de la políica monearia que proponen comprende procedimienos no esadísicos, diferenes de los empleados en el capíulo 23 Friedman y Schwarz (1963). Traducción del auor. 31

33 anerior, en la idenificación de episodios de políica monearia que involucren el uso de fuenes hisóricas, como las minuas de la auoridad cenral, y a parir de los cuales se pueda consruir una función de reacción de la auoridad diferene para cada uno de los episodios 24. Para el caso colombiano, Echeverry (1996) emplea esa meodología idenificando los episodios en los cuales se dieron choques inflacionarios enre 197 y 1991, a parir de los cuales se consruye una función de reacción de la auoridad ane cada uno de esos episodios y para las diferenes herramienas a su disposición. La evaluación de la función de reacción de la auoridad se complemena con la revisión de las minuas de la Juna Monearia para caracerizar mejor los episodios de políica monearia idenificados previamene de forma esadísica. Con eso se iene un insrumeno con el cual medir la fuerza de la respuesa del Emisor ane el choque inflacionario y una evidencia narraiva que respalda los resulados. A coninuación se propone exender esa meodología al período 1991.II-21.IV. De esa forma se cuena con una misma herramiena de análisis para comparar el comporamieno de la auoridad en los dos subperíodos y responder así al inerrogane que se dejó planeado al final del capíulo anerior: ane un ciclo más pronunciado y una economía más sensible a choques de ofera y demanda después de las reformas, cuál fue el objeivo principal del Emisor durane el segundo período, esabilizar el ciclo producivo o conrolar la inflación? 24 Además de eso cabe subrayar que el análisis de la conducción de la políica monearia y sus efecos reales de coro plazo mediane el méodo VAR en forma reducida o esrucural no ha esado libre de críicas. En Rudebusch (1998) se afirma que omar las mediciones de los residuos como choques de políica monearia puede no ser la mejor herramiena para la idenificación de periodos de políica monearia laxa o fuere. El auor muesra que, para el caso de EE.UU, los choques de políica monearia obenidos de modelos VAR difieren susancialmene de las inerpreaciones esándar sobre políicas pasadas del FED. Igualmene, encuenra una baja correlación enre los choques obenidos de modelos VAR y aquellos medidos por las flucuaciones aípicas de los federal funds fuures (fuuros sobre asas del FED). Mas imporane aún, C. Sims, quien fuera el precursor del uso de la meodología VAR para análisis macroeconómico, afirma que si bien esa herramiena puede proveer unos resulados precisos en érminos de la respuesa de una economía a choques exógenos, la inerpreación de los residuos como la represenación hisórica de acciones de políica monearia puede ser problemáica. Cabe señalar, sin embargo, que no parece haber un consenso al respeco en la lieraura inernacional. Para una posición conraria ver Evans and Kuner (1998) o Boivin y Giannoni (22). 32

34 IV.2 Idenificación de episodios y función de reacción de la auoridad Los episodios sobre los cuales vamos a consruir la función de reacción de la auoridad son de dos ipos: inflacionarios y de produco. Para eso idenificamos los períodos picos y valles del ciclo de ambas variables de acuerdo con un crierio esadísico en cada uno de los dos subperíodos 25. En la consrucción de la función de reacción de cada episodio se buscó complemenar el análisis permiiendo que exisa oro IPM diferene del inerés real expos: el crecimieno de la base monearia, CBM 26. Se esimó un proceso auorregresivo para cada uno de los dos IPM con base en el rango de daos de la primera muesra: 1977.I-1991.II, para así ener una esimación de los parámeros que regían la evolución del IPM de la auoridad en el primer período. Con la esimación se calcula la predicción dinámica, IPM, para cada indicador en los 5 rimesres siguienes comenzando con el rimesre previo al inicio de cada episodio. Por úlimo, se calcula el error de predicción enendido como la diferencia enre el comporamieno real y la predicción (forecas) del indicador para cada uno de los cinco rimesres: Error de Predicción en i = IPM real ; i IPM i ; para i = 1, 2,..., Se definió un promedio móvil cenrado en dos rimesres para capurar las endencias de las variables inflación y produco indusrial, y se idenificaron los picos y valles de ambas series. Cabe aclarar que para la serie de inflación, si bien no se observan unos picos o valles claros de esa variable durane el segundo periodo, dada la endencia decreciene regisrada a lo largo de ése, sí se evidencian res escalones en los que al parecer se raó de reverir esa endencia. Se analizará el comporamieno de la auoridad ane esos res episodios para deerminar así su responsabilidad en que la endencia decreciene de la inflación no se reviriera. Ver el Apéndice Esadísico, Anexo VII, para la idenificación gráfica de los episodios enconrados para las dos series. 26 Carrasquilla (1997), apoyándose en rabajos inernacionales como Cecchei (1995), afirma que en ese ipo de ejercicios, el crecimieno de la base monearia es la variable que mejor recoge los cambios en la conducción de la políica monearia. Un moivo de discusión puede ser que la asa de inerés inerbancaria, TIB, debe ser la variable que se emplee como el mejor IPM. El problema con esa variable es que su serie empieza sólo a parir de 1989 por lo que de anemano la elimina del análisis. Sin embargo, a pesar de exisir suficiene evidencia que la asa de inerés inerbancaria, TIB, es cada vez mas la variable objeivo de la auoridad monearia colombiana a parir de la reforma insiucional de Banco Cenral (ver Urruia, 22) ambién exise evidencia que relaciona a la TIB con la evolución del inerés nominal y el inerés real de manera direca y causal. 33

35 De acuerdo con Romer y Romer (1989), se iene así un esimaivo de la fuerza con la que la auoridad respondió a la evolución de la producción y los precios apare de lo que de ora forma se hubiera podido esperar si esas dos variables no hubieran enido los picos o valles que en efeco uvieron 27. De esa forma, los errores de predicción indican la función de reacción de la auoridad ane cada uno de los episodios. Además, al calcular la predicción con un proceso auorregresivo esimado para el primer período únicamene, se iene una medida de cual sería el comporamieno de la auoridad de acuerdo con sus parámeros del primer período 28. La exensión de dicha meodología para el rango de daos del segundo período iene, sin embargo, un problema meodológico al no conar con el acceso a las minuas de la Juna Direciva del Banco de la Republica siendo esas las que evidencian las verdaderas inenciones de la auoridad 29. Se inenará sobrepasar esa dificulad eniendo como fuene alernaiva la evidencia bibliográfica recopilada en los Informes de la Juna Direciva del Banco de la República (JDBR), las Noas Edioriales del gerene del Emisor y algunos arículos escrios por los codirecores de la JDBR en la Revisa del Banco de la República, así como los escrios por oros acores que esuvieron cerca al proceso de oma de decisiones de políica. A coninuación, se presenan los resulados del análisis para los episodios inflacionarios y de acividad real del segundo período con base en los errores de predicción de los dos IPM presenados en el Anexo VII, del Apéndice Esadísico. Como se puede apreciar, en el Anexo ambién se reporan los errores para el primer período, para así poder conrasar la fuerza con la que el Emisor empleó sus insrumenos anes y después de las reformas. Los resulados son 27 En el Apéndice Esadísico, Anexo VII se presena la esimación economérica de los procesos auorregresivos para los dos IPM. 28 Cabe subrayar que, cualiaivamene, los resulados presenados no difieren al esimar los parámeros del modelo AR con la oalidad de la muesra. 29 Sobre las acas de la Juna Direciva del Banco de la República exise una reserva que prohíbe su consula. 34

36 complemenados por la evidencia narraiva recopilada para cada episodio analizado 3. IV.3 Resulados El primer pico de la acividad indusrial, 1992.I-1992.III, se dio en medio de una masiva enrada de capiales al país que, dado el nuevo arreglo cambiario de floación enre bandas que enía el país, rajo consigo una imporane acumulación de reservas por pare de la auoridad. Como lo evidencian las dos funciones de reacción consruidas para ese episodio, (gráficos A.4 y A.6 del Anexo VII, Apéndice Esadísico) la auoridad no reaccionó de manera alguna en forma conracíclica. Incluso, los errores de predicción para ese episodio muesran que el comporamieno expansionisa para los dos IPM es sensiblemene mayor a cualquier comporamieno regisrado durane el primer período. En Carrasquilla (1997) se idenifica una volunad expansionisa por pare del Emisor enre 199 y Sin embargo, en ese episodio, la endencia decreciene de la inflación no se vio seriamene compromeida. El siguiene episodio valle al que se enfrenaría la auoridad, 1993.III-1994.II, se conrapone al primer episodio escalón de la inflación durane el segundo período, 1993.IV-1994.III. Las funciones de reacción muesran como la auoridad escogió, sin ambigüedad alguna, la esabilización de precios para volver a la endencia decreciene que esaba exhibiendo la inflación. En un comporamieno fueremene procíclico, el Emisor empleó como insrumeno de choque el CBM y con ciero rezago la TIR (gráficos A.3; A.5 y A.8). La fuerza con la que la auoridad empleó la TIR como IPM para reverir la creciene inflación solo puede ser comparada en el primer período, con la acción fueremene conraccionisa ocurrida después del episodio inflacionario de acumulación de las RIN de 1976 (Echeverry, 1996). Más 3 Para una complea recopilación se elaboró la sección Apares de los Informes del Banco de la República al Congreso Nacional, arículos de los codirecores y Noas Edioriales del Gerene del Emisor en el Anexo VII del Apéndice Esadísico. 31 Esa volunad expansionisa de la auoridad al inicio de la década de los años 9, ambién es idenificada en Gómez y Julio (2). 35

37 aún, omando al CBM como IPM, ese episodio fue en donde más conraccionisa se ha mosrado el Emisor durane odo el período de esudio. En Carrasquilla (1997), ese comporamieno explíciamene conraccionisa es mencionado y se idenifica al año 1993 como el comienzo de un exenso periodo en donde el crecimieno del dinero exhibe una clara endencia negaiva. La aciud conraccionisa de la auoridad coninuó manifesándose con fuerza en el siguiene episodio pico de la producción indusrial, 1995.II-1995.III. Como se puede apreciar los dos IPM muesran un comporamieno conraccionisa de ciera consideración con respeco al primer período, en especial con el CBM como IPM y en menor medida con la TIR (gráficos A.4 y A.6). Lo que se puede inferir de ese episodio es que la auoridad inervino de forma, esa vez, conracíclica para asegurar que el ciclo expansionisa de la acividad real no hiciera peligrar la endencia decreciene de la inflación. El siguiene episodio escalón en el que la inflación dio muesras de reverir su endencia decreciene, 1996.I-1996.IV, enfrenaría nuevamene a las auoridades a la disyuniva de esabilizar el nivel de precios o adopar una políica conracíclica ane la primera recesión en más de 15 años, 1996.III-1997.II 32. Los resulados muesran cómo, esa vez, la respuesa de la auoridad fue mixa. Los dos IPM mosraron una respuesa conraccionisa imporane y rápida por pare de la auoridad para conrarresar la endencia creciene de la inflación (gráficos A.8 y A.1). Sin embargo, se aprecia de igual la forma cómo esas medidas se revirieron ambién de forma imporane ras la siuación recesiva en el secor producivo (gráficos A.3 y A.5). En esa ocasión el IPM que primero capuró el fuere comporamieno conracíclico del Emisor fue la TIR cuyo error de predicción muesra que el comporamieno expansionisa, enre 1996.III y 1996.IV, fue igual de fuere a la políica conracíclica llevada a cabo por las auoridades en el episodio de 1984.II-1985.II que buscaba la esabilización de la economía y alejar el fanasma de una crisis de balanza de pagos a pesar de sacrificar los logros 32 Definiendo recesión como un período de crecimieno real negaivo por más de res rimesres seguidos. 36

38 desinflacionarios logrados hasa enonces (Echeverry, 1996). El CBM ambién revirió su endencia de forma imporane aunque con un rezago de dos rimesres, a parir de 1997.I. Ese episodio de políica conracíclica es documenado por Echeverry (22) en donde la políica conracíclica del Emisor se caracerizó por medidas como la revisión al alza de los corredores monearios con consecuencias sobre la acividad real lo que es caalogado como una clara políica keynesiana del Banco de la República. Una revisión de los Informes de la JDBR al Congreso en los meses de junio/1996 y marzo/1997, da cuena que, si bien el comporamieno expansionisa de la base monearia durane 1997 parece conroversial, sí parece haberse dado una inención claramene expansionisa conracíclico del Emisor durane el segundo semesre de 1996 a pesar de los pobres resulados en el cumplimieno de la mea inflacionaria. Medidas como la reducción susancial de los encajes sobre los depósios en cuena corriene públicos y privados, los cuales disminuyeron de 7% y 41%, respecivamene, a un nivel unificado de 21% y la eliminación del encaje marginal, además de la revisión a la baja en el corredor de inervención de la asa de inerés inerbancaria (TIB) en noviembre de 1996 y febrero del siguiene año, y el crecimieno de los saldos neos de OMA s enre el segundo semesre del 96 y el primero del parecen mosrar que el Emisor sí sacrificó los resulados en maeria de precios para darle más liquidez a la economía dados los pobres resulados económicos, siendo la asa de inerés real el mejor IPM por ser la variable que primero capuró la volunad de la auoridad. De hecho en 1996 el IPC creció por encima de 21% siendo la mea de inflación de 17%. Efecivamene, el impaco sobre la acividad real fue imporane y eso dio paso al siguiene episodio escalón en la inflación, 1997.IV-1998.II. y al episodio recesivo más imporane de odo el rango de daos, 1998.III-1999.III que esuvo enmarcado 33 Para una complea recopilación, ver la sección Apares de los Informes del Banco de la República al Congreso Nacional, arículos de los codirecores y Noas Edioriales del Gerene del Emisor en el Anexo VII, del Apéndice Esadísico. 37

39 por la defensa de la banda cambiaria por pare del Emisor y los elevados niveles reales de asas de inerés que acompañaron esa políica. Los errores de predicción de ambos IPM muesran cómo, al inicio del episodio inflacionario, las auoridades no reaccionaron de forma conraccionisa (gráficos A.8 y A.1). Tan sólo la TIR muesra una reacción imporane en el segundo rimesre de 1998 cuando comenzó el período de defensa de la banda cambiaria durane el primer semesre de Sin embargo, el CBM no dio señal alguna de un comporamieno recesivo por pare del Emisor y mosró, por el conrario, una clara señal de la políica expansiva durane el final de Qué puede explicar esa demora del Banco de la República para frenar la nueva endencia alcisa de la inflación? De acuerdo con Echeverry (22), dos fenómenos explican ese hecho. En primer lugar, el Banco de la República inerpreó el salo en la asa de cambio que acompañó el fenómeno inflacionario como un hecho favorable para las exporaciones y la cuena corriene y desechó el argumeno de que se presenaba un exceso de liquidez. En segundo lugar, se menciona la presencia de un ciclo políico con las elecciones del segundo rimesre de 1998 que favorecía la promoción de la demanda privada o al menos hacía más difícil omar una firme decisión conraccionisa. Más imporane aún, la evidencia economérica muesra que ane el fuere episodio recesivo, la auoridad dio señales de adopar una firme políica conracíclica (gráficos A.3 y A.5). En efeco, para los dos IPM se aprecia que desde comienzos de 1999 (para la TIR el efeco se ve incluso desde 1999.I y para el CBM a parir de 1999.III) el Emisor adopó una políica expansionisa cuya fuerza es igual o superior a los episodios expansionisas de mayor fuerza del primer subperíodo. Una revisión de los Informes de la JDBR al Congreso en los meses de marzo/1999 y marzo/2, da cuena que, el comporamieno expansionisa conracíclico adopado por Emisor fue incluso anes de lo que el resulado economérico lo 38

40 indica, es decir a parir del úlimo rimesre de Se subraya cómo, una vez calmada la urbulencia cambiaria ocurrida durane la elecciones presidenciales en junio/98 y la moraoria de los bonos de deuda pública rusa en sepiembre/98, aprovechando las condiciones favorables que ofrecía la recuperación de la confianza en el manejo macroeconómico, desde ocubre de 1998 la JDBR comenzó a modificar el perfil de la políica monearia con el propósio de incremenar la liquidez de la economía y promover la reducción de las asas de inerés. En efeco, se pueden conar por lo menos 11 resoluciones expansionisas durane la segunda miad de 1998 por medio de las cuales se disminuyeron los encajes, se modificaron los procedimienos para acceder a los apoyos ordinarios y especiales de liquidez, se remuneraron los encajes de los CDT s y cuenas de ahorro (ocubre/98), y se efecuó la primera de una serie de reducciones de la franja de inervención de la TIB bajando el echo de 3 a 26 y el piso de 23 a 22 (noviembre/98). Igualmene se esableció una asa máxima de inervención (Lombarda) en 3% a la cual se ofrecía oda la liquidez demandada a un plazo de siee días. Por úlimo, en la programación macroeconómica adelanada desde sepiembre/98 para 1999, la JDBR definió los corredores de la base monearia y el M3+Bonos permiiendo en su puno medio unos crecimienos de 23.6% y 26.2% al final de 1999 con respeco a sus valores finales de 1998 y superiores en 8.3 y 1.9 punos porcenuales respecivamene al incremeno previso en el PIB nominal de 15.3%. El mayor crecimieno permiido era consisene con la inención de la auoridad monearia de aumenar el suminisro de liquidez a la economía y reducir la volailidad de las asas de inerés de En sínesis, la revisión bibliográfica consolida los resulados en el senido que el Emisor sí mosró una respuesa expansionisa incluso desde la segunda miad de 1998, anes de lo que nuesros indicadores de políica lo indican, y de fuerza 34 Para una complea recopilación, ver la sección Apares y Gráficos de los Informes del Banco de la República al Congreso Nacional, arículos de los codirecores y Noas Edioriales del Gerene del Emisor en el Anexo VIII, Apéndice Esadísico. 39

41 considerable dada la acividad económica. Una vez más, parece ser que el mejor IPM es la TIR por ser la variable que primero capura la volunad expansionisa del Emisor ane los resulados en maeria de crecimieno económico. Esa políica fueremene expansiva se prolongó durane el reso de 1999 y el primer semesre del 2 a pesar de que la inflación mosró su úlimo escalón enre 1999.IV-2.III (gráficos A.8 y A.1). Sin embargo, la inflación ya se había siuado por debajo de 1% y el Emisor consideró que había espacio para coninuar con la políica expansionisa (Urruia, 22). La acividad volvió a mosrar signos de reacivación y con eso se observó el úlimo pico de la acividad real de la muesra, enre 2.I-2.IV donde la indusria reomó crecimienos reales superiores al 1%. Ane eso, el Emisor no dio señales de conraer la acividad pues los dos IPM muesran que la firme inención expansiva se manuvo hasa 2.II (gráficos A.4 y A.6). Pese a lo anerior, la acividad real comenzó de nuevo una fase recesiva a parir del primer rimesre del 21 denro de lo que, como se documenó al inicio del rabajo, consiuye el ciclo más coro y acenuado de la acividad económica en Colombia. IV.4 Sínesis El análisis muesra al menos res diferencias imporanes en la conducción de la políica monearia enre los dos períodos analizados. En primer lugar, se aprecia un cambio en el comporamieno aniinflacionario de la auoridad. En Echeverry (1996) se idenifica un comporamieno de validación ane inflaciones moderadas por pare de la auoridad para el período Tan sólo se evidencia un comporamieno fuere ane el crecimieno de los precios en los años 1978 y la segunda miad de 1985 (gráfico A.9) donde el Emisor consideró como inadmisibles niveles de inflación por encima del 3%. La inflación pasó a ser un objeivo secundario después de oras prioridades como el desempleo, la acividad económica y el miedo a una crisis de balanza de pagos. El emor por las consecuencias reales de una desinflación hizo que se frenaran, con políica expansionisa, las caídas en el nivel de precios. Un ejemplo de eso es la 4

42 expansión de 1987 (gráfico A.6). Ese comporamieno, claramene cambió en la primera miad de los novenas donde se evidenció un comporamieno fueremene aniinflacionario del Emisor quien empleó una firme políica conraccionisa para consolidar la endencia decreciene de la inflación. En segundo lugar, se puede apreciar que ese comporamieno se moderó en pare durane el segundo lusro de los novenas ane los episodios fueremene recesivos de la acividad real a parir de 1996 y en especial en la conracción real de 1999, en los cuales el Emisor empleó sus insrumenos de forma conracíclica. En ercer lugar, la evidencia ambién muesra que ano para los fines conraccionisas de principio de década como para los expansionisas de fin de década, la fuerza con la que la auoridad empleó sus insrumenos sí fue consisenemene mayor en el segundo período con relación al segundo. Implicando una mayor inervención del Banco de la República con diferenes fines según el episodio, como consecuencia de los mayores choques a los que se vio enfrenada la economía colombiana en los novenas y la mayor sensibilidad de los agenes a reaccionar anes esos. Con ese análisis se buscó darle la perspeciva hisórica que carecen los ejercicios VAR y VAR esrucural realizados en la primera pare. En especial, se buscó documenar mejor el cambio en la conducción de la políica monearia a parir de las reformas y los fines que esa perseguía en érminos de producción y precios. Se enconró que la mayor reacción de la auoridad, fue en principio la consecuencia de raar de conrolar primordialmene una inflación que, como se documenó en el capíulo anerior, responde menos a choques de políica monearia y que, a su vez, es más sensible a choques de ofera y demanda. Sin embargo, ane los aconecimienos recesivos de la segunda miad de los novenas, se evidenció una fuere reacción expansionisa por pare del Emisor aprovechando la endencia decreciene de la inflación. 41

43 V. CONCLUSIONES Ese rabajo buscó analizar el que parece ser un impaco macroeconómico relevane de las reformas esrucurales de principio de los novenas en la economía colombiana: una mayor volailidad real del produco denro de lo que se ha llamado el nuevo ciclo real, más coro y pronunciado. El análisis de la mayor volailidad real de la economía y sus principales causas se apoyó en dos meodologías alernaivas. En primer lugar, por medio de VAR con ciero ipo de esrucura económica se logró descomponer las fuenes de la creciene volailidad enre los choques esrucurales de ofera y demanda, y los mecanismos de propagación de ésos. La segunda meodología consisió en un enfoque seminarraivo que buscó idenificar los episodios de políica monearia y con ésos consruir una función del Emisor con la que se pudiera medir la relevancia del Banco de la República en la explicación del ciclo económico. Lo anerior complemenado a parir de la evidencia narraiva oficial y exraoficial disponible. Las principales conclusiones de ese análisis son res. En primer lugar, se enconró evidencia de cambios en los mecanismos de propagación de choques implicando que la mayor volailidad del produco puede ser explicada por una mayor sensibilidad a los choques. En segundo lugar y de forma complemenaria, se enconró evidencia que la mayor volailidad ambién es aribuible a mayores choques esrucurales de ofera y demanda. En ercer lugar, no se encuenra evidencia de que las modificaciones insiucionales a la banca cenral en Colombia uvieron como conrapare una auoridad que, denro de su nuevo mandao consiucional, reacciona con menor fuerza para amoriguar el ciclo, en especial durane el segundo lusro de los novenas donde se exhibieron las caídas más imporanes del crecimieno real. En sínesis, esamos en presencia de un ciclo real más coro y pronunciado cuyas causas no esán en que el Emisor haya dejado de realizar políica conracíclica y 42

44 un ejemplo de eso son las recesiones de 1996 y 1999; más bien, la explicación esá en que, a pesar de ese comporamieno, el Banco de la República no esá en capacidad de conrarresar un ciclo que se muesra más sensible a mayores choques esrucurales de ofera y demanda sin dejar de cumplir su mandao consiucional de guardar el poder adquisiivo de la moneda. Un posible paso a seguir a parir de esos hallazgos es raar de documenar más a fondo las causas esrucurales del aumeno en la sensibilidad de los mecanismos de propagación de la economía colombiana. Así mismo, merece más esudio descomponer de una forma menos general los choques sufridos por la economía colombiana: la nauraleza de los choques puede ser basane heerogénea y ese análisis solo clasifica de una forma general a los choques según son de ofera o demanda. 43

45 BIBLIOGRAFÍA BALL, Laurence. (1993), Wha Deermines he Sacrifice Raio ; NBER, WP # 466 BALL, Laurence. (1998), Los Cosos de la Desinflacion, en Ensayos Sobre Políica Colombiana,. BERNANKE, Ben. S., and BLINDER, Alan S., (1992), The Federal Funds Rae and he Channels of Moneary Transmission, AER # 82. BERNANKE, Ben. S., LAUBACH, T., MISHKIN, F. S. y A. S. Posen (1999), Inflaion Targeing: Lessons from he Inernaional Experience, Princeon Universiy Press. BERNANKE, Ben. S., and MIHOV, Ilian, (1998), Measuring Moneary Policy, QJE # 113 BLANCHARD y QUAH (1989), The Dynamic Effecs of Aggregae Demand and Supply Disurbances, American Economic Review. Vol 79 No 4. BOIVIN, Jean and GIANNONI, Marc, (22), Assessing Changes in he Moneary Transmission Mechanism: A VAR Approach, en Financial Innovaion and Moneary Transmission, Mayo del 22; Federal Reserve Bank of New York. CARDENAS, Mauricio y OLIVERA, Mauricio. (1995). La Criica de Lucas y la Inversión en Colombia: Nueva Evidencia ; en Archivos de Macroeconomía, No 35. CARRASQUILLA, Albero. (1997), Moneary Policy Transmission: The Colombian Case. BIS CECCHETTI, Sephen G. (1995), Disinguishing Theories of Moneary Transmission Mechanism. Federal Reserve Bank of S. Louis Review, 77. CECCHETTI, Sephen G. y EHRMANN, Michael. (1999) Does Inflaion Targeing Increase Oupu Volailiy? An Inernaional Comparison of Policymaker s Preferences and Oucomes, NBER, WP

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49 APÉNDICE ESTADÍSTICO Anexo I: BASE DE DATOS Las variables empleadas fueron el saldo fiscal como porcenaje del PIB (saldo); el logarimo naural de la producción real de la indusria manufacurera (lindmf); la asa de inflación (inf); el índice de asa de cambio real (cr) y la asa de inerés real de capación expos (ir). Cada una iene una periodicidad rimesral enre 1977.I y 21.IV. Para la consrucción del saldo fiscal se omó como fuene los valores rimesrales de las Inernaional Financial Saisics del FMI. Para el valor en pesos corrienes del PIB se emplearon las Esadísicas Hisóricas de Colombia, DNP. Dada la clara esacionalidad de esa variable, se rabajó con una serie desesacionalizada con el méodo X11 adiivo. La serie de la producción de la indusria manufacurera fue omada de la serie del PIB real rimesral de las cuenas nacionales calculadas por el DANE. Debido al cambio en el año base de medición del PIB rimesral en 1994, se enconraron dos series hisóricas de esa variable: una serie con base año 1975, cuya caracerísica principal es la ausencia de ajuses esacionales; por ora pare, una serie con base año 1994, que a pare de abarcar mas secores producivos y capurar los cambios de la economía colombiana, se presenan los daos de forma desesacionalizada. Para crear una serie homogénea de la producción real de la indusria manufacurera enre el primer rimesre de 1977 y el cuaro rimesre del 21, siguiendo una meodología empleada por Zuccardi (22), la serie con base 1975 se ajusó esacionalmene con el méodo X11 adiivo; a la nueva serie se le calcularon las asas de crecimieno y con dichas asas se esimó el nivel de la indusria manufacurera con base 1994, desde 1977 hasa Finalmene, esa serie se encadenó con la serie de base 1994 calculada por el DANE y se obuvo la serie final rimesral desesacionalizada para odo el período. La serie de inflación se consruyó como la asa de crecimieno anual del IPC a fin de cada rimesre, reporada por el DANE. La asa de cambio real fue el promedio simple de los daos mensuales del ITCR de la Revisa del Banco de la Republica. 48

50 La serie de asa de inerés real de capación expos se consruyó pariendo de una serie de inerés nominal que se consiguió empalmando la serie de asas mensuales de los cerificados de ahorro ribuario empleado en Resrepo (1997) para el periodo 1977.I- 198.II y la serie del promedio mensual de los CDT s a 9 días reporadas por el Banco de la Republica para el reso del periodo. Debido a que la serie es mensual, se rimesralizó haciendo un promedio simple de las asas que se regisran en cada rimesre. Poseriormene se eliminó el efeco de la inflación de la siguiene manera: r 1+ i = 1 + π Donde: r es la asa de inerés real de capación expos del rimesre. i es la asa de inerés nominal de capación empalmada. π es la asa de inflación regisrada en el rimesre. 1 Se presenan a coninuación los gráficos de las variables a analizar (la segunda submuesra esa sombrada): S A L D O S A T I R T C R L I N D I N F 49

51 Anexo II. PROPIEDADES ESTADÍSTICAS: PRUEBAS DE RAIZ UNITARIA, COINTEGRACIÓN Y ORDEN DE REZAGO. Cuadro AII.1: Variable PRUEBA Dickey Fuller Aumenado PRUEBA Phillips y Perron CONCLUSION Esadísico V.C (5%) Resulado Esadísico V.C (5%) Resulado saldo -2,451-2,89 No Esacionaria -5,96-2,89 Esacionaria No esacionaria* lindmf -,954-3,45 No Esacionaria -1,726-3,45 No Esacionaria No esacionaria inf -,957-1,94 No Esacionaria -1,242-1,94 No Esacionaria No esacionaria cr -1,54-2,89 No Esacionaria -,96-2,89 No Esacionaria No esacionaria ir -4,222-2,89 Esacionaria -4,134-2,89 Esacionaria Esacionaria Dsaldo -5,661-1,94 Esacionaria -9,74-1,94 Esacionaria Esacionaria Dlindmf -3,645-2,82 Esacionaria -4,111-2,89 Esacionaria Esacionaria Dinf -3,677-1,94 Esacionaria -4,445-1,94 Esacionaria Esacionaria Dcr -2,946-1,94 Esacionaria -3,491-1,94 Esacionaria Esacionaria Dir -4,386-2,89 Esacionaria -4,527-2,89 Esacionaria Esacionaria * Noa: El procedimieno que se siguió fue enconrar cual era el mejor PGD y sobre ese aplicar el es. Para el caso de Lindmf se enconró que el mejor PGD era una sin componenes deerminisicos pero los resulados se dan con ambos pues de lo conrario la serie presena una endencia explosiva. (*) Más adelane en el rabajo se subdivide la muesra en dos a parir de 1992.I. En cada submuesra por separado se enconró evidencia para acepar la hipóesis de Raíz Uniaria en las variables Saldo y Tir para la segunda submuesra. Por esa razón se presenan los análisis en diferencias para cada variable. Para el análisis de coinegración se consideraron res ipos de modelos diferenes: i) el modelo 2 o cimean, en cual se incluye una consane en el vecor de coinegración, pero no exise endencia lineal en las variables en niveles ni denro del vecor de coinegración, ii) el modelo 3 o drif, en el cual se incluye una consane por fuera de la relación de largo plazo haciendo que las variables engan endencias lineales pero no en el modelo resringido, y iii) el modelo 4 o cidrif, en el cual se especifica la exisencia de una endencia lineal en el vecor de coinegración, mienras que no se considera la exisencia de dicha endencia en las variables en diferencias. En la elección del ipo de modelo a considerar y del número de vecores de coinegración exisenes se hace uilizando el crierio de Panula. Ese crierio considera que el invesigador debe comenzar la prueba secuencial desde el modelo mas resringido y con el menor numero de vecores de coinegración (en ese caso el modelo 2 y r=), ir comparando el resulado de la raza con su valor criico, rasladándose por los modelos y maneniendo el mismo numero de vecores de coinegración, hasa llegar al modelo 5

52 menos resringido y con el mayor numero de vecores de coinegración (en ese caso el modelo cuaro con r=4). El invesigador se deendrá en el momeno en que no exisa evidencia para rechazar la hipóesis nula de r vecores de coinegración. Eso se realizara para cada uno de los cuaro rezagos conemplados. Cuadro AII.2 RESULTADOS DE ANALISIS DE COINTEGRACION vecor {saldosa; lindmf; inf; cr} MODELO # 2 Cimean MODELO # 3 Drif MODELO # 4 Cidrif Ho Ha Traza Traza adj V.C. (5%) V.C. (1%) Traza Traza adj V.C. (5%) V.C. (1%) Traza Traza adj V.C. (5%) V.C. (1%) REZAGO 1 r= r>=1 58,4 55, ,12 6,16 49,86 47, ,21 54,46 81,21 77, ,99 7,5 r=1 r>=2 24,56 23, ,91 41,7 17,15 16,45 29,68 35,65 44,12 42, ,44 48,45 r=2 r>=3 9,43 9, ,96 24,6 7,1 6, ,41 2,4 11,44 1, ,32 3,45 r=3 r>=4 4,12 3, ,24 12,97 1,86 1,7848 3, ,8 2, ,25 16,26 REZAGO 2 r= r>=1 52,55 48, ,12 6,16 46,19 42,385 47,21 54,46 75,23 65, ,99 7,5 r=1 r>=2 23,83 21, ,91 41,7 17,51 16,659 29,68 35,65 42,43 37,189 42,44 48,45 r=2 r>=3 1,64 9, ,96 24,6 7,3 6, ,41 2,4 14,35 12, ,32 3,45 r=3 r>=4 3,5 3, ,24 12,97,83, , ,22 3, ,25 16,26 REZAGO 3 r= r>=1 46,1 4, ,12 6,16 4,7 35,613 47,21 54,46 68,75 6, ,99 7,5 r=1 r>=2 21,7 18, ,91 41,7 15,81 13, ,68 35,65 33,2 28, ,44 48,45 r=2 r>=3 9,37 8, ,96 24,6 5,39 4, ,41 2,4 12,95 11, ,32 3,45 r=3 r>=4 3,43 3,125 9,24 12,97 1,1, , ,54 3,975 12,25 16,26 REZAGO 4 r= r>=1 39,35 32, ,12 6,16 31,42 26, ,21 54,46 59,33 49, ,99 7,5 r=1 r>=2 18,45 15, ,91 41,7 12,58 1, ,68 35,65 3,2 25, ,44 48,45 r=2 r>=3 8,89 7, ,96 24,6 3,2 2, ,41 2,4 12,25 1, ,32 3,45 r=3 r>=4 2,81 2, ,24 12,97,2,1663 3, ,99 2, ,25 16,26 Para la longiud del rezago inicialmene se usaron los crierios de información Akaike, Schwarz y Hanna-Quinn eniendo los siguienes resulados: Longiud del Rezago Akaike (aic) Schwarz (sc) Hanna-Quinn (hq) -1, , , , * * 2-4, , , , , , , ,9559-3, , , , * -,9623-3,56785 * Rezago opimo según cada crierio. De acuerdo con el crierio de Akaike, el rezago opimo del modelo es 6 mienras que para Schwarz y Hanna-Quinn es uno. De esa forma se evaluó auocorrelación en los errores por medio de dos pruebas mulivariadas de correlación serial en los residuos: 51

53 Longiud del Auocorrelacion Normalidad * Rezago Pormaneau Ajusado* LM* Kurosis Simeria Conjuna (h = 2) (h = 2) El valor enre parénesis es la significancia esadísica de la prueba La Hipóesis nula de las pruebas de auocorrelacion es la no exisencia de auocorrelacion mulivariada. Para las pruebas sobre normalidad, la Ho de la prueba de la prueba de kurosis es la exisencia de apunalamieno normal, mienras que la Ho de la prueba de simería es la exisencia de simería normal. La prueba conjuna evalúa esas dos hipóesis al mismo iempo. Los resulados sobre auocorrelación mulivariada permien concluir que el mejor rezago es res. Sin embargo, con ese (y con ningún) rezago se alcanza normalidad mulivariada por lo que los inervalos de confianza para las FIR no van a poder ser esimados mediane un proceso de MoneCarlo. El mismo ejercicio para deerminar el orden de rezago apropiado se realizó en cada uno de los dos subperíodos y se enconró que el orden de rezago apropiado para la primera muesra era de 3 y para la segunda era de 2, los resulados no se muesran. 52

54 Anexo III. PRUEBAS DE ESTABILIDAD Los siguienes son los resulados sobre la esabilidad de los parámeros del es de Cusum Cuadrados para cada una de las cinco ecuaciones del sisema en oda la muesra 1977.I-21.IV: Saldo Fiscal Indusria MF Inflación Tasa de Cambio Real Tasa de Inerés Real

55 Tes de cambio esrucural de Chow y Tes de predicción de Chow: confiabilidad en el rechazo de la Ho sobre la no exisencia de un quiebre esrucural Ecuación Chow Tes Chow forecas Tes Saldo No al 1% Indusria al 5% al 5% Inflación al 5% no Tasa de Cambio Real al 1% al 1% Tasa de Inerés Real al 5% no Noa: Pruebas realizadas para 199:1 a 1993:4 Un "no" requiere un rechazo en odas y cada una de las fechas. Anexo IV. METODOLOGÍA EMPLEADA EN EXPERIMENTOS CONTRAFACTUALES PARA LOS MODELOS VAR Rescribiendo la ecuación (1) como : = + AY + u Y µ ; Donde A = [ A1 A2... A k ] ; Y = [ Y Y 2... Y k ] 1 donde k es el orden del rezago empleado y las variables que componen a Y esán deerminadas por el modelo VAR que se empleo; µ ; u son respecivamene los vecores de consanes y perurbaciones esimados. Se puede demosrar que la mariz de varianza-covarianza del vecor Y puede ser expresada de forma vecorial como v Y = Avu ; donde v Y vece Y Y ', v u vec u u', y 1 A ( I A A). Valiéndonos de esa propiedad calculamos la varianza v, para cada submuesra S = 1,2. Y S De esa forma el cambio en las varianzas de cada una de las variables del vecor (Y ) enre la primera y segunda submuesras esa expresado en forma vecorial como: 54

56 Cambio en varianzas = vy, 2 vy, 1 ; Cambio en varianzas = A2 vu,2 A1 vu, 1 ; Esa ulima expresión puede ser expresada, luego de un poco de álgebra, como: u,1 u,2 1 2 Cambio en varianzas = A2 A + ( v v ) 1 v + v 2 A + A 2 Esa descomposición nos permie explicar el cambio en varianzas de acuerdo con dos componenes: el primer produco muesra el cambio en varianza como resulado del cambio en el componene sisemáico empleando un componene exógeno consane que es el promedio de los dos periodos; el segundo produco muesra el cambio en varianza como resulado del cambio en el componene no explicado empleando un componene sisemáico fijo que es el promedio de los dos periodos. El primer y segundo produco corresponden a la cuara y quina columna del cuadro 3.1 respecivamene. Los resulados del cuadro 3.1 se obuvieron con modelos que emplearon solo un rezago, k =1. u,2 u,1 ; Anexo V. MATRIZ (Bo) Y PERTURBACIONES ESTRUCTURALES A coninuación se presena la esimación de la mariz B para la oalidad de la muesra. Los valores enre parénesis represenan los errores esándar para cada parámero. (***) denoa una significancia al 1%; (**) al 5%: B 1.615*** (.117).333** (.168) =.28 (.171).82 (.172).361** (.174) *** (3.564) (3.586) (3.631) (2.519) *** (3.115) (2.195) *** (3.686).255*** (.18).2 (.26) ; 37.2 *** (2.714) A coninuación se presenan los errores esimados y el resulado de un es sobre el posible cambio en las varianzas de los componenes aleaorios para cada submuesra. 55

57 Residuales esrucurales: ESTRUCRESTIR ESTRUCRESTCR ESTRUCRESSALDO ESTRUCRESINF ESTRUCRESIND 56

58 Anexo VI. FUNCIONES IMPULSO RESPUESTA Y PRUEBAS DE DESCOMPOSICIÓN DE VARIANZA PARA EL MODELO ESTRUCTURAL. A coninuación se presenan las 12 FIR de las variables Indusria Manufacurera; Inflación y TIR en un horizone de iempo de 12 rimesres (las marices B para cada uno de los dos subperiodos no se muesran). Los choques uno, dos res, cuaro y cinco represenan incremenos únicos de una desviación esándar sobre las variables de saldo fiscal, indusria, inflación, asa de cambio real y ir respecivamene. 57

59 Primera Submuesra: Indusria R e s p o n s e o S r u c u r a l O n e S. D. In n o v a io n s. 3 R e s p o n s e o f D L IN D M F o S h o c k 1. 3 R e s p o n s e o f D L IN D M F o S h o c k R e s p o n s e o f D L IN D M F o S h o c k 4. 3 R e s p o n s e o f D L IN D M F o S h o c k Segunda Submuesra: Indusria R e s p o n s e o S ru c u r a l O n e S.D. In n o v a io n s. 3 R e s p o n s e o f D L IN D M F o S h o c k 1. 3 R e s p o n s e o f D L IN D M F o S h o c k R e s p o n s e o f D L IN D M F o S h o c k 4. 3 R e s p o n s e o f D L IN D M F o S h o c k

60 Primera Submuesra: Inflación R e s p o n s e o S r u c u r a l O n e S. D. In n o v a io n s. 3 R e s p o n s e o f D IN F o S h o c k 1. 3 R e s p o n s e o f D IN F o S h o c k R e s p o n s e o f D IN F o S h o c k 4. 3 R e s p o n s e o f D IN F o S h o c k Segunda Submuesra: Inflación R e s p o n s e o S ru c u ra l O n e S.D. In n o v a io n s. 3 R e s p o n s e o f D IN F o S h o c k 1. 3 R e s p o n s e o f D IN F o S h o c k R e s p o n s e o f D IN F o S h o c k 4. 3 R e s p o n s e o f D IN F o S h o c k

61 Primera Submuesra: TIR R e s p o n s e o S r u c u r a l O n e S. D. In n o v a io n s. 3 R e s p o n s e o f D T IR o S h o c k 1. 3 R e s p o n s e o f D T IR o S h o c k R e s p o n s e o f D T IR o S h o c k 3. 3 R e s p o n s e o f D T IR o S h o c k Segunda Submuesra:TIR R e s p o n s e o S ru c u r a l O n e S.D. In n o v a io n s. 3 R e s p o n s e o f D T IR o S h o c k 1. 3 R e s p o n s e o f D T IR o S h o c k R e s p o n s e o f D T IR o S h o c k 3. 3 R e s p o n s e o f D T IR o S h o c k

62 Pruebas de descomposición de varianza sobre: Primera Submuesra: Indusria Periodo S.E. Shock1 Shock2 Shock3 Shock4 Shock Segunda Submuesra: Indusria Periodo S.E. Shock1 Shock2 Shock3 Shock4 Shock Primera Submuesra: Inflación Periodo S.E. Shock1 Shock2 Shock3 Shock4 Shock

63 Segunda Submuesra: Inflación Periodo S.E. Shock1 Shock2 Shock3 Shock4 Shock Primera Submuesra: TIR Periodo S.E. Shock1 Shock2 Shock3 Shock4 Shock Segunda Submuesra: TIR Periodo S.E. Shock1 Shock2 Shock3 Shock4 Shock

64 Anexo VII. UNA METODOLOGÍA ALTERNATIVA En los gráficos A.1 y A.2 se presenan las graficas rimesrales del crecimieno real de la Indusria Manufacurera y la asa de Inflación (promedio móvil cenrado en dos periodos, MA2). Cada grafica esá acompañada de un cuadro donde se regisran los picos y valles de la serie que serán omados para evaluar el comporamieno de la auoridad ane dichos episodios. Grafico A Picos Inflación. MA(2) "Escalones" I 1979.II Valles 1er Período 198.III 1981.IV 1983.I 1984.II 1985.III 1986.IV 1988.I 1989.II 199.III 1991.IV 1993.I 1994.II 2do Período 1995.III 1996.IV 1998.I 1999.II 2.III 21.IV Inflación PRIMER PERÍODO SEGUNDO PERÍODO Valles Picos 78.II- 79.I 81.I- 81.IV 83.IV- 84.IV 85.II- 85.IV 86.II- 86.IV 88.II- 88.IV 89.II-89.IV 9.IV- 91.III 93.IV- 94.III 96.I- 96.IV 97.IV- 98.II 99.IV-.III Grafico A.2 63

65 1 Crecimieno Real de la Indusrial MA(2) Picos Picos I II 198.III 1981.IV 1983.I 1984.II Valles 1985.III 1986.IV 1er Período 1988.I 1989.II 199.III 1991.IV 1993.I 1994.II 1995.III 1996.IV 2do Período Valles 1998.I 1999.II 2.III 21.IV Indusria PRIMER PERÍODO Valles 8.IV-81.IV 85.II-85.III 88.III-89.I 9.IV-91.II Picos 78.I-78.IV 84.I.84.III 86.IV-87.III 89.III-9.I SEGUNDO PERÍODO Valles 93.III-94.II 96.III-97.II 98.III-99.III Picos 92.I.92.III 95.II-95.III 97.IV-98.I.I-.IV En la esimación del proceso auorregresivo de cada uno de los dos IPM se preendió capurar la dinámica normal de la serie basándose en su propia hisoria (rezagos). Para el CBM, la serie debió ser desesacionalizada y diferenciada para que cumpliera con los requisios de esacionaridad. La variable TIR fue la misma empleada en el capíulo anerior por lo que ya enía las propiedades necesarias. La ecuación esimada fue : IPM p + β i IPM i ) i= 1 = β ( + ε ; Donde IPM = Crecimieno de base monearia; Inerés Real expos. Para = 1977.I II. El orden del rezago para cada una de las res ecuaciones esimadas se deerminó de acuerdo con el esadísico Durbin-Wason, de forma que el rezago escogido no permiiera auocorrelación enre los errores. El resulado de la esimación fue el siguiene: Para el Crecimieno de la Base Monearia, CBM: LS // Dependen Variable is DCBM Sample(adjused): 1979:1 1991:2 64

66 Included observaions: 5 afer adjusing endpoins DCBM=C(1)+C(2)*DCBM(-1)+C(3)*DCBM(-2)+C(4)*DCBM(-3) +C(5)*DCBM(-4)+C(6)*DCBM(-5)+C(7)*DCBM(-6)+C(8)*DCBM(-7) Coefficien Sd. Error -Saisic Prob. C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) C(6) C(7) C(8) R-squared Mean dependen var Adjused R-squared S.D. dependen var S.E. of regression.5433 Akaike info crierion Sum squared resid Schwarz crierion Log likelihood F-saisic Durbin-Wason sa Prob(F-saisic).219 Para el inerés real expos: LS // Dependen Variable is DTIR Sample(adjused): 1978:2 1991:2 Included observaions: 53 afer adjusing endpoins DTIR=C(1)+C(2)*DTIR(-1)+C(3)*DTIR(-2)+C(4)*DTIR(-3)+C(5)*DTIR(-4) Coefficien Sd. Error -Saisic Prob. C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) R-squared Mean dependen var.485 Adjused R-squared S.D. dependen var S.E. of regression Akaike info crierion Sum squared resid Schwarz crierion Log likelihood F-saisic Durbin-Wason sa Prob(F-saisic) Errores de predicción para los episodios de la Indusria Manufacurera: A.3 1er Periodo IPM: CBM; Valles 2do Periodo 65

67 IV-81.IV 88.III-89.I 85.II.III 9.IV-91.II III-94.II 96.III-97.III 98.III-99.III A.4 1er Periodo IPM: CBM. Picos 2do Periodo I-84.III 86.IV-87.III 89.III-9.I I-92.III 97.IV-98.I 95.II-96.I.I-.IV A.5 1er Periodo IPM: TIR. Valles 2do Periodo 66

68 IV-81.III 88.III-89.I 85.II-85.III 9.IV-91.II III-94.II 96.III-97.II 98.III-99.III A.6 1er Periodo IPM: TIR. Picos 2do Periodo I.84.III 86.IV-87.III 89.III-9.I I-92.III 97.IV-98.I 95.II-96.I.I-.IV Errores de predicción para los episodios de la Inflación: A.7 IPM: CBM. Valles IPM: CBM. Picos 67

69 1er Periodo 1er Periodo IV-84.III 86.II-86.IV 89.II-89.IV I-81.IV 88.II-88.IV 85.II-85.IV 9.IV-91.III A.8 IPM: CBM. Escalones 2do Periodo IV-94.III 97.IV-98.II 96.I-96.IV 99.IV-.III A.9 IPM: TIR. Valles 1er Periodo IPM: TIR. Picos 1er Periodo 68

70 II-79.I 86.II-86.IV 83.IV-84.III 89.II-89.IV I-81.IV 88.II-88.IV 85.II-85.IV 9.IV-91.III A.1.8 IPM: TIR. escalones 2do Periodo IV-94.III 97.IV-98.II 96.I-96.IV 99.IV-.III Apares de los Informes del Banco de la República al Congreso Nacional, arículos de los codirecores y Noas Edioriales del Gerene del Emisor: 69

71 En el informe de la JDBR presenado en Marzo de 1997 se hace un resumen de la políica monearia implemenada a lo largo del año anerior y en especial del viraje expansionisa que omó la políica en el segundo semesre a pesar que muy emprano parecía no cumplirse con la mea de inflación. Se afirmó que a miad de 1996 se había dado una revisión de la siuación monearia de miad de año donde la Juna decidió una irrigación de liquidez, ya que la ofera de dinero se enconraba por debajo de los nuevos corredores y eniendo en cuena el menor nivel de acividad económica. En érminos de encajes, se redujo el encaje a los depósios a la visa del 4% al 21%. En el informe se aribuía el que los niveles de M1 y M3 se siuaban por debajo de lo que se había conemplado en la revisión de miad de 1996 porque la demanda inerna se había desacelerado (ver Gráficos 2 y 3 presenados en el Informe). Sobre esa políica de encajes, Leonardo Villar 35, codirecor del Emisor afirmó que el principal mecanismo de expansión monearia que se uilizó por pare del Banco de la República para proveer la liquidez de la economía en 1996 fue la reducción en los coeficienes requeridos de encaje sobre los depósios en cuena corriene públicos y privados, los cuales se redujeron de niveles de 7% y 41%, respecivamene, a un nivel unificado de 21% y se eliminó el encaje marginal. En la medida en que menores coeficienes de encaje reducen la reserva bancaria y en que esa úlima hace pare de la Base Monearia, la expansión a ravés de ese mecanismo se raduce en reducción de la BM. Fue precisamene por eso que las asas de crecimieno de la BM en 1996 fueron cercanas a cero e inclusive negaivas en algunos períodos. Con relación a las presiones inflacionarias en el Informe se afirmaba que desde 1994 se percibían presiones al alza sobre el nivel de precios, a raíz de lo cual la JDBR adelanó una políica monearia resriciva que elevó las asas de inerés, siuación que se manuvo hasa mediados de (...) Al iniciarse el 2do semesre de 1996 era evidene una menor presión de la demanda agregada, lo cual, unido a la políica de irrigación de liquidez, conribuyó a un descenso imporane de las asas de inerés. Sin embargo, las cifras de inflación no daban espacio para una políica más laxa. En efeco, el Informe de junio de 1996 consignaba los pobres resulados en maeria de precios pues la mea de ese año (17%) claramene no se iba a cumplir siendo que la 35 Villar Gómez, Leonardo ; codirecor de la JDBR; La Políica Macroeconómica en 1997 y Perspecivas para 1998, en la Revisa del Banco de la República, Marzo de

72 medida de inflación sin alimenos esaba por encima de la inflación normal y no enía signos de reverir su endencia (ver Gráfico 1 del Informe/1996). De lo anerior se puede concluir que el Emisor sí sacrificó los resulados en maeria de precios por darle más liquidez a la economía dados los pobres resulados, siendo la asa de inerés real la variable que mejor capuró ese comporamieno al reaccionar a las medidas de reducción de encaje. Parece menos claro y más conroversial la medida expansionisa de la BM a parir del 1er rimesre de 1997 pues, de acuerdo con Hernández 36 y varios informes del Emisor, el movimieno de los corredores obedeció a una demanda mayor de lo presupuesada por efecivo pero que no resuló en perurbaciones en la liquidez lo que es reflejado por la esabilidad del agregado M3. Fuene: Informe al Congreso, Marzo/ Hernández Gamarra, Anonio; codirecor de la JDBR; La Políica Monearia en 1997, en la Revisa del Banco de la República, Mayo de

73 Fuene: Informe al Congreso, Marzo/1997. Fuene: Informe al Congreso, Junio/1996. En el informe de la JDBR presenado en Marzo del 2 se hace un análisis de la políica macroeconómica desde los aaques especulaivos de Se afirma que Aprovechando las condiciones favorables que ofrecía la recuperación de la confianza en el manejo macroeconómico, desde ocubre de 1998 la JDBR comenzó a modificar el perfil de la políica monearia con el propósio de incremenar la liquidez de la economía y promover la reducción de las asas de inerés. A parir de noviembre de 1998 la base monearia reornó al inerior del corredor, después de seis meses de esar por debajo del límie inferior, en ano que la TIB al igual que la de capación y colocación comenzaron a mosrar una reducción gradual y sosenida. (...) La JDBR definió el corredor de la base monearia, ajusándose a los crierios de programación macroeconómica, el cual permiía en su puno medio un crecimieno de 23.6 al final del 99 con respeco a su valor final de 72

74 1998. Ese incremeno resulaba superior en 8.3 punos porcenuales al incremeno previso en el PIB nominal de 15.3%. El mayor crecimieno permiido en la base era consisene con la inención de la auoridad monearia de aumenar el suminisro de liquidez a la economía y reducir la volailidad de las asas de inerés de Con el mismo propósio se esableció un corredor indicaivo para M3B con un crecimieno de 26.2% que ambién superaba significaivamene el crecimieno de PIB nominal. Incluso, dado que el PIB real decreció aproximadamene 5%, con una inflación observada en 1999 de 1%, el PIB nominal creció solo 5 punos, haciendo que expos la políica monearia erminara siendo más expansiva de lo que se pensó. Además de los corredores para el 1999, la auoridad dio señales explícias de querer seguir su políica expansionisa. En su Noa Ediorial de abril de 1999 sobre la fijación de los corredores monearios, el gerene afirmaba que (...) los acuales corredores monearios son coherenes con las reducciones observadas en las asas de inerés y podrían soporar reducciones adicionales, lo que faciliaría la reacivación de la economía sin compromeer el logro de la mea de inflación de ese año. Más explício aún, era el informe de marzo/1999 en cuyas Meas y Proyecciones se afirmaba que, dados los corredores, en las acuales circunsancias la políica monearia puede conribuir a la reacivación de la acividad económica, oda vez que el logro de la mea de inflación aparece muy facible y se han esabilizado los mercados moneario y cambiario. (...) En consecuencia el Banco viene omando las medidas necesarias encaminadas a faciliar la reducción permanene de las asa de inerés. Nuevamene la TIR sería el mejor de los dos IPM conemplados por capurar de forma más emprana la fuere reacción expansionisa de la auoridad que según los errores de predicción se da a parir del primer rimesre de La revisión bibliográfica da cuena de un cambio en la dirección de la políica desde el segundo rimesre del 98 con la llegada del nuevo gobierno. En efeco, se pueden conar por lo menos 11 resoluciones expansionisas durane la segunda miad del 98. De acuerdo con el informe de Marzo del 99, con el nuevo gobierno se adelanó la programación económica del 99 que conemplaba la reducción del défici fiscal y como pare de esa se desplazó la banda nueve puno maneniendo su ampliud de nueve punos: Durane el reso del año a medida que fue ganando credibilidad el programa macroeconómico, los mercados moneario y cambiario se esabilizaron paulainamene. A eso conribuyó la declaraoria 73

75 de Emergencia Económica en noviembre mediane la cual se adoparon medidas para foralecer el sisema financiero. La mayor credibilidad de la políica macroeconómica le permiió a la JDBR adopar medidas para incremenar la liquidez de la economía y reducir la volailidad y el nivel de la TIB. Desde Ocubre se disminuyeron los encajes y se modificaron los procedimienos para acceder a los apoyos ordinarios y especiales de liquidez y para remunerar los encajes de los CDT s y cuenas de ahorro. En noviembre la JDBR efecuó la primera de una serie de reducciones de la franja de inervención de la TIB bajando el echo de 3 a 26 y el piso de 23 a 22. Igualmene se esableció una asa máxima de inervención en 3 a la cual se ofrecía oda la liquidez demandada a un plazo de siee días. Y más adelane se afirma que la esabilización lograda con las medidas adopadas por la JDBR en sepiembre ha permiido una reducción gradual y sosenida de las asas de inerés. (...) la TIB se redujo sosenidamene en el úlimo rimesre y el Banco apoyó dicha reducción con aumenos en la ofera de liquidez de acuerdo con las necesidades de la economía. Lo anerior ha conducido a que durane lo que va corrido de 1999 se regisre una fuere reducción de las asas de inerés DTF y de colocación. Cabe ver los gráficos de TIB y DTF en érminos nominales y reales presenados en ese Informe, para observar que se comenzaron a mover de una forma imporane a parir del úlimo rimesre de Y adicionalmene se observa que la base monearia se siúa por encima del ope de su corredor en ese mismo período. Fuene: Informe al Congreso, Marzo/2. 74

76 Fuene: Informe al Congreso, Junio/2. Fuene: Informe al Congreso, Junio/

77 Fuene: Informe al Congreso, Marzo/2. Ahora bien, los resulados de los errores de predicción muesran un fuere choque conraccionisa durane los res primeros rimesres de 1998 (siendo para la TIR el episodio conraccionisa más imporane de odo el rango de daos, incluso en el período pre-reformas) haciendo pensar que el Banco pudo haber reaccionado de forma conraccionisa dado el repune de los precios (hipóesis inicial planeada en el rabajo de esis) e incorporando en su decisión los cosos en érminos de acividad real. Como bien se sabe en esos res rimesres se dieron los episodios de defensa de la banda cambiaria sobre lo cual, la revisión bibliográfica ambién da luces imporanes. 76