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EUCONOMÍA
Y DESARROLLO
, VOLUMEN
NÚMERO
2, SEPTIEMBRE
2003
NA APROXIMACIÓN
A UNA UNIÓN
MONETARIA 2
ENTRE
COLOMBIA
, PERÚ Y VENEZUELA
173
Una aproximación a una unión
monetaria entre Colombia, Perú y
Venezuela
ALEXANDER CORREA O. *
Resumen
Se entiende por transmisión monetaria los canales por medio de los cuales
la política monetaria influye sobre las principales variables macroeconómicas,
tales como producción e inflación. Diferencias en estos canales pueden
generar comportamientos asimétricos entre miembros de una unión monetaria
cuando ellos se ven enfrentados al mismo shock económico, lo que amplifica
la variación cíclica existente entre los miembros de la unión. Utilizando la
metodología de Vectores de Corrección de Errores (vecm) se examinan las
similitudes y diferencias de los canales de transmisión monetaria en
Colombia, Perú y Venezuela y se consideran las implicaciones que esto tiene
para la formación de unión monetaria entre los tres países. El análisis indica
que diferentes respuestas en el tamaño del cambio del Índice de Producción
Industrial y diferentes velocidades de ajuste del nivel de precios en cada uno
de los tres países sugiere que, si Colombia formará una unión monetaria con
Perú y Venezuela, el país estaría sujeto a una política monetaria no propicia
para sus condiciones.
Abstract
Transmission monetary are the channels through which monetary policy
affects macroeconomics variables, such as output and inflation. Differences
in these mechanisms can generate asymmetric behavior among currency
union partners when they experience shocks widen existing cyclical variation
between members of a monetary union. Using the Vector Error Correction
Methodology (VECM), this paper examines the similarity of transmission
mechanisms in Colombia, Peru and Venezuela and consider the implications
this has for a currency union between the three economies. The analyses
indicates that Colombia, Peru and Venezuela does display important differences
in theirs transmission mechanisms. The differing size of the Industrial
Production Index changes and speed of the Consumer Price Index adjustments
in response to monetary policy shocks in each country suggest that, if
Colombia were to join a monetary union with Peru and Venezuela, it may be
subject to monetary policy that is not appropriate for its conditions.
Palabras clave: transmisión monetaria, uniones monetarias, vectores de
corrección de error.
Clasificación JEL: F33, E63, C5, C32
*
Economista, Universidad Santo Tomás. Magíster en Economía, Pontificia Universidad Javeriana.
Universidad Autónoma de Colombia
174
ALEXANDER CORREA O.
Introducción
La introducción del euro y el debate sobre dolarización en varios países en
desarrollo ha renovado el interés en el estudio de las uniones monetarias. Los
países que forman una unión monetaria (UM) generalmente se benefician de
la reducción en costos de transacción asociados al comercio y a los flujos de
inversión. Sin embargo, esos beneficios pueden significar la pérdida de la
flexibilidad macroeconómica. Más específicamente, los países que forman
una UM pueden perder su habilidad para estabilizar las fluctuaciones cíclicas
por medio de una política monetaria independiente. Los costos y los beneficios
de ingresar a una UM dependen de las características de los países interesados
en formar tal acuerdo. En especial, las características de los canales de
transmisión monetaria.
Uno de los principales problemas en la formación de una UM es la naturaleza
de los mecanismos de transmisión monetaria en los potenciales países
miembros. Los mecanismos de transmisión son los canales a través de los
cuales la política monetaria afecta las variables macroeconómicas, tales
como la producción y la inflación. Un análisis de los mecanismos de transmisión
permite examinar la respuesta de las diferentes variables a shocks de
política (el tamaño del efecto) y como la velocidad de ajuste varía entre los
diferentes países (la velocidad del efecto).
Usando la metodología de Vector de Corrección de Errores (VEC) se estiman
modelos empíricos para Colombia, Perú y Venezuela y se comparan las tres
economías en términos de similitudes y diferencias con respecto a los mecanismos
de transmisión de la política monetaria. Enseguida, se consideran las
implicaciones que esto tiene para la formación de una UM entre los tres países.
El análisis de los canales tradicionales de transmisión monetaria indica que
Colombia, Perú y Venezuela no parecen ser los mejores candidatos para tener
una moneda común. Sin embargo, eventualmente los costos de formar una
UM no serían tan altos, y por lo tanto la adopción de una moneda común por
parte de los tres países no debería ser excluida del análisis.
I. Problema e hipótesis
Para este propósito, se supone que la inflación en cada una de las economías,
de los potenciales miembros de la unión está caracterizada por las siguientes
ecuaciones:
Donde
π 1 = α 1 y1 + β 1 X 1 + ε 1 (1)
(1)
π 2 = α 2 y 2 + β 2 X 2 + ε 2 (2 )
(2)
ε 1 y ε 2 son shocks específicos de cada país.
Economía y Desarrollo - Septiembre 2003, vol. 2, n° 2
175
UNA APROXIMACIÓN A UNA UNIÓN MONETARIA ENTRE COLOMBIA, PERÚ Y VENEZUELA
Estas ecuaciones son funciones de oferta agregada escritas en forma de una
Curva de Phillips.
De igual forma, siguiendo a DORNBUSCH, FAVERO y GIAVAZZI (1998), se asume que
el instrumento de política R y la producción están relacionados como sigue en
cada uno de los dos países:
y 1 = − γ 1 R + z 1 (3 )
y2 = −γ
2
R + z 2 (4
(3)
)
(4)
Estas ecuaciones pueden ser interpretadas como relaciones “IS” o funciones
de demanda agregada. Los parámetros ?1 y ?2 resumen la potencia de los
mecanismos de transmisión monetaria en cada país: un cambio en la política
monetaria, por ejemplo cambios en la liquidez, produce cambios en el PIB real
y en el nivel de precios. Por lo tanto, el entendimiento claro de la magnitud
de impacto de esos parámetros es crucial para el diseño de una unión
monetaria óptima.
Teniendo presente que en un entorno pre-unión monetaria la función
objetivo de cada uno de los países varía de acuerdo al peso que cada uno le
asigne a la estabilización de la producción y la inflación, se hace necesario
considerar que los dos países tienen funciones de pérdida distintas, cada una
con diferentes pesos asignados a la estabilización del producto:
L1 = π 12 + b1 (y1 − y1* ) (5)
(5)
L2 = π 22 + b2 (y 2 − y 2* ) (6)
(6)
2
2
Las funciones de reacción están caracterizadas por:
− b1 y1* + (b1 + α 12 )z1 + α 1 (β 1 X 1 + ε 1 )
(7 )
R1 =
γ 1 (b1 + α 12 )
R2 =
− b2 y 2* + (b2 + α 22 )z 2 + α 2 (β 2 X 2 + ε 2 )
(8)
γ 2 (b2 + α 22 )
(7)
(8)
Si los países difieren en términos de los pesos que cada uno asigna a la
estabilización de la producción relativo a la inflación, por ejemplo b1 > b2, las
respuestas a un shock de inflación pueden variar significativamente (ellas
pueden ser más pequeñas en el país que se preocupa más por la producción):
Universidad Autónoma de Colombia
176
ALEXANDER CORREA O.
∂R pre −UM ,1
∂ε 1
<
∂R pre −UM , 2
∂ε 2
(9)
(9)
Por lo tanto, el país 1 reacciona de forma menos agresiva a un shock de
inflación, dado que asigna más peso a la estabilización del producto. Por lo
tanto, aún si los mecanismos de transmisión son similares en los dos países,
es decir, γ 1 = γ 2 , la respuesta de la política monetaria basada sobre datos
históricos será diferente. La UM implicará una convergencia de “políticas”, y
así una respuesta a los shocks más uniforme. Así, cuando se comparan los
mecanismos de transmisión en los potenciales miembros de la unión, es
importante aislar el efecto de los movimientos de la tasa de interés que se
deben simplemente a los pesos que las autoridades monetarias asignan a la
inflación y a la producción.
Adicionalmente, la política monetaria en la UM depende del peso promedio de
los shocks específicos de cada país. En el período pre-unión los países son
capaces de responder totalmente a los shocks específicos que afecten a cada
uno, pero bajo la unión monetaria, la respuesta será proporcional al tamaño
del país que experimenta el shock, ε
= θε + (1 − θ )ε , es decir:
UM
1
∂RUM
1
(10)
=
∂ε UM θα 11γ 1 + (1 − θ )α 21γ 2
2
(10)
1
En estas circunstancias, si θ ≠ 2 la tasa de interés común puede responder
a un shock ε 1 1 de una manera mucho más débil de lo que el país pequeño
habría elegido, dejando una tasa de crecimiento insostenible por demasiado
tiempo, con efectos adversos sobre la inflación. Del mismo modo, si γ 1 > γ 2 ,
el país más pequeño se puede ver afectado de manera más fuerte por un shock
que afecte al país grande.
El modelo descrito formaliza un número de hipótesis para el análisis de los
mecanismos de transmisión en el período pre-unión monetaria:
• Un conjunto de países son candidatos a formar una unión monetaria,
dependiendo del grado de sincronización de sus ciclos económicos. Si los
ciclos económicos están altamente correlacionados hay poca necesidad
para mantener políticas monetarias independientes, y por lo tanto los
costos de adoptar una moneda común no son altos. En tal caso, el principal
beneficio de la moneda común es la reducción de los costos de transacción
que surge de hacer operaciones en una sola moneda, más que en varias
monedas.
Economía y Desarrollo - Septiembre 2003, vol. 2, n° 2
UNA APROXIMACIÓN A UNA UNIÓN MONETARIA ENTRE COLOMBIA, PERÚ Y VENEZUELA
177
• Diferentes respuestas en términos del tamaño y del ajuste de las variables
macroeconómicas, frente a un shock idéntico de política monetaria,
indican profundas diferencias cíclicas entre las dos economías que harían
cuestionable la formación de una unión monetaria entre Colombia, Perú
y Venezuela.
• Diferencias significativas en los mecanismos de transmisión pueden ser
mucho más costosas dentro de una unión monetaria para el país cuyas
condiciones macroeconómicas tengan menos influencia sobre la fijación
de la política monetaria conjunta (CLEMENTS et al., 2001).
II. Especificación del modelo
Los modelos estimados incluyen el índice de producción industrial (IPI), el
índice de precios al consumidor (IPC), la tasa de interés pasiva de corto plazo
- 90 días (INT) y los términos de intercambio (TI) como variables endógenas. De
igual forma, se analiza si la tenencia de fondos líquidos son un canal
importante para la transmisión de la política monetaria. Se estiman modelos
que incluyen M1 como variable endógena, otros que incluyen M1 como
variable exógena y otros que no incluyen el agregado M1. M1 actúa como una
proxy del canal de crédito en cada economía. Todas las variables, excepto las
tasas de interés, son medidas en log-niveles. Las tasas de interés son
medidas en niveles.
Como se mencionó anteriormente, la descomposición de Cholesky usada
para obtener las funciones impulso respuesta depende del orden de las
variables en el sistema. En este trabajo se adopta el siguiente orden, el cual
es tomado de la literatura empírica del EMU:
•
•
•
•
Índice de producción industrial.
Índice de precios al consumidor.
Tasa de interés 90 días.
Términos de intercambio.
Este orden implica que shocks al IPI afectan todas las variables en el mismo
período pero ninguna de las variables en el modelo afecta el IPI de manera
contemporánea; la segunda variable (IPC) se ve afectada contemporáneamente
por la primera variable únicamente, y así sucesivamente.
De igual forma, este orden permite interpretar la ecuación de la tasa de
interés en el sistema como una función de reacción de política monetaria, e
implica que la tasa de interés reacciona contemporánea a los movimientos
de la producción y del nivel de precios. Por lo tanto, los shocks monetarios se
definen como cambios en la tasa de interés no explicados por esas variables
(CHRISTIANO, EINCHENBAUM y EVANS, 1998).
Universidad Autónoma de Colombia
178
ALEXANDER CORREA O.
En la determinación de las especificaciones de cada modelo se consideran
varias combinaciones potenciales de rezagos así como de inclusión o no de
variables exógenas. Las variables exógenas analizadas fueron la tasa de
interés de los fondos federales y el PIB Real de los Estados Unidos. Estas
variables están medidas en niveles y log-niveles, respectivamente. De igual
forma, estas variables son transformadas usando primeras diferencias para
que sean I (0) y puedan ser incluidas en el VEC.
El agregado M1 se incluye como variable exógena debido al hecho de que esta
variable ha jugado un papel secundario en la estrategia de política monetaria
de los países bajo estudio y también porque de esta forma se corrige el “price
puzzle”. Las economías venezolana y peruana responden de manera rezagada
a cambios en el M1, sin embargo, el efecto de M1 tiende a ser más persistente
en Perú. La economía colombiana parece responder de manera contemporánea
a cambios en M1. De esta forma, el modelo de la economía venezolana incluye
el primer rezago de M1, la economía peruana el segundo rezago y el modelo
de la economía colombiana incluye M1 de manera contemporánea.
El análisis de las variables exógenas indica que Colombia y Perú responden
a cambios en la tasa de interés de Estados Unidos. Mientras que Perú y
Venezuela responden a cambios en el PIB de Estados Unidos. Con base en esto,
el modelo de Colombia incluye la tasa de interés de Estados Unidos de manera
contemporánea, el modelo de Venezuela incluye el PIB de Estados Unidos de
manera contemporánea y el modelo de Perú incluye el primer rezago de la
tasa de interés y el segundo rezago del PIB de Estados Unidos.
La prueba de cointegración para Colombia y Perú no permite tendencias
determinísticas en los niveles de las variables y la ecuación de cointegración
no contiene intercepto. Para Venezuela, la prueba de cointegración permite
tendencia determinística en los niveles de las variables y la ecuación de
cointegración incluye constante.
La prueba de cointegración para Colombia rechaza la hipótesis de al menos
una ecuación de cointegración pero no rechaza la hipótesis de al menos dos
ecuaciones de cointegración, por lo que se asumen dos ecuaciones de
cointegración (5% y 1%). Para Perú la prueba de cointegración señala dos
relaciones de cointegración (5% y 1%). La prueba de cointegración para
Venezuela rechaza la presencia de cero ecuaciones de cointegración pero no
rechaza la hipótesis de al menos una ecuación de cointegración, por lo tanto
se asume la existencia de una ecuación de cointegración (5% y 1%). Para
homogeneizar los dos modelos se estiman los VEC para las tres economías con
una ecuación de cointegración.
Los modelos son presentados en los cuadros 1, 2 y 3. Según las pruebas de
correlación serial los modelos parecen estar libres de este problema a los
niveles de significancia tradicionales.
Economía y Desarrollo - Septiembre 2003, vol. 2, n° 2
179
UNA APROXIMACIÓN A UNA UNIÓN MONETARIA ENTRE COLOMBIA, PERÚ Y VENEZUELA
Modelo
VEC
CUADRO 1
para la economía colombiana
Vector Error Correction Estimates COLOMBIA
Sample(adjusted): 1987:3 2002:2
Included observations: 60 after adjusting endpoints
Cointegrating Eq:
CointEq1
COL_LIPI(-1)
1
COL_LIPC(-1)
-1.396222***
COL_INT(-1)
-51.9308***
COL_LTI(-1)
10.13889***
Error Correction:
CointEq1
D(COL_LIPI)
D(COL_LIPC) D(COL_INT) D(COL_LTI)
0.005184**
-0.000911
0.002985 -0.012959**
D(COL_LIPI( -1))
-0.203804
0.160849***
0.1 90224
-0.160874
D(COL_LIPI( -2))
0.197644
0.077453
0.131201
0.234768
D(COL_LIPI( -3))
-0.12853
-0.02314
0.059645
0.344039
D(COL_LIPI( -4))
-0.184717
0.057394
0.229049
0.3525
D(COL_LIPI( -5))
-0.16036
0.027019
0.04526
0.031729
D(COL_LIPC( -1))
-0.00 1657
0.417372***
0.043769
-1.03434
D(COL_LIPC( -2))
1.068757**
0.169012
0.700339
0.195625
D(COL_LIPC( -3))
-0.499189
-0.046022
0.421814
-2.07342
D(COL_LIPC( -4))
0.193082
-0.111873
-0.523149
1.497826
D(COL_LIPC( -5))
0.556363
0.237395*
D(COL_INT( -1))
0.026827
-0.017208
0.347601*
-0.334966
D(COL_INT( -2))
-0.074379
-0.001372
-0.192636
-0.445175
D(COL_INT( -3))
-0.050241
0.046707
-0.076051
0.05979
D(COL_INT( -4))
0.255977*
0.009151
0.058031
-0.164818
D(COL_INT( -5))
-0.043037
0.0 32333
0.021941
0.281315
D(COL_LTI( -1))
-0.090813*
0.0058
0.054034
0.046084
D(COL_LTI( -2))
0.000115
-0.003143
-0.038971
-0.203265
D(COL_LTI( -3))
-0.012705
-0.005202
0.06992
0.083758
D(COL_LTI( -4))
0.053057
-0.031382**
-0.049768
0.031646
D(COL_L TI( -5))
0.051087
-0.040728**
0.006989
-0.171237
D(COL_LM1( -1))
0.371093**
0.007685
-0.165046
0.297856
0.367405
0.069778
0.531075
4.809732**
D(FED)
* 90% de significancia.
** 95% de significancia.
*** 99% de significancia.
Universidad Autónoma de Colombia
0.336158 -2.823132**
180
ALEXANDER CORREA O.
Modelo
VEC
CUADRO 2
para la economía venezolana
Vector Error Correction Estimates VENEZUELA
Sample(adjusted): 1987:3 2002:2
Included observations: 60 after adjusting endpoints
Cointegrating Eq:
CointEq1
VEN_LIPI(-1)
1
VEN_LIPC(-1)
-5.777213***
VEN_INT(-1)
-14.64193***
VEN_LTI(-1)
56.86394***
C
36.69438
Error Correction:
D(VEN_LIPI)
D(VEN_LIPC)
D(VEN_INT)
CointEq1
0.004892
0.000474
-0.001445
D(VEN_LTI)
-0.007858***
D(VEN_LIPI(-1))
-0.161906
0.119912**
0.270712**
0.032247
D(VEN_LIPI(-2))
-0.01703
-0.060443
-0.170083
-0.000187
D(VEN_LIPI(-3))
0.290784
0.054054
0.079382
0.016975
D(VEN_LIPI(-4))
0.096609
0.042889
-0.019421
-0.062048
D(VEN_LIPI(-5))
0.120121
0.002214
0.222716*
-0.097887
D(VEN_LIPC(-1))
0.724948
0.884768***
0.059354
0.034652
D(VEN_LIPC(-2))
-0.015478
-0.233003
-0.8463
-0.404288
D(VEN_LIPC(-3))
-0.297862
-0.020642
0.580006
0.335491
D(VEN_LIPC(-4))
-0.063029
0.081544
-0.327392
-0.020293
D(VEN_LIPC(-5))
0.378931
-0.043935
-0.174191
-0.33384*
D(VEN_INT(-1))
0.149755
0.068945
0.051774
-0.116912
D(VEN_INT(-2))
-0.101349
-0.010478
0.22092
0.008067
D(VEN_INT(-3))
0.202555
0.04907
-0.206112
-0.112086
D(VEN_INT(-4))
0.257102
-0.065677
-0.327032**
-0.049452
D(VEN_INT(-5))
0.063017**
-0.042754
0.067399
-0.003816
D(VEN_LTI(-1))
-1.025819**
-0.242886
-0.381435
0.543067**
D(VEN_LTI(-2))
-0.125051
0.009533
0.471009
-0.274124
D(VEN_LTI(-3))
-0.770955
-0.068845*
-0.430024
0.334489
D(VEN_LTI(-4))
0.236578
0.190557
-0.422653
-0.169201
D(VEN_LTI(-5))
-0.226617
0.013174**
-0.008917*
0.15901
C
-0.039091
0.01585
0.071186*
0.05756**
D(VEN_LM1(-1))
0.365859
0.01356
-0.3278**
-0.070389
D(LPIBUS)
0.825645
0.21381
-0.055512
-1.019845*
*
90% de significancia.
** 95% de significancia.
*** 99% de significancia.
Economía y Desarrollo - Septiembre 2003, vol. 2, n° 2
181
UNA APROXIMACIÓN A UNA UNIÓN MONETARIA ENTRE COLOMBIA, PERÚ Y VENEZUELA
Modelo
CUADRO 3
para la economía peruana
VEC
Vector Error Correction Estimates PERU
Sample: 1990:4 2002:2
Included observations: 47
Cointegrating Eq:
CointEq1
PER_LIPI(-1)
1
PER_LIPC(-1)
-0.503383***
PER_INT(-1)
-1.76602**
PER_LTI(-1)
0.833168***
Error Correction:
D(PER_LIPI)
CointEq1
D(PER_LIPI(-1))
D(PER_LIPC)
D(PER_INT)
D(PER_LTI)
-0.036688
0.073536**
0.068411***
0.050519
0.086366
-0.075229
-0.056562
0.110604
0.527324**
D(PER_LIPI(-2))
0.369981**
0.032204
-0.060212
D(PER_LIPI(-3))
0.361275**
-0.359101***
0.057777
0.144057
D(PER_LIPI(-4))
-0.195227
0.022826
-0.253401***
-0.045711
D(PER_LIPC(-1))
-0.02607
0.162469**
-0.024743
0.019481
D(PER_LIPC(-2))
0.208785*
0.235095***
-0.052748
0.042157
D(PER_LIPC(-3))
0.213614**
-0.020217
0.110623***
-0.121962
D(PER_LIPC(-4))
-0.307543***
0.071205
-0.102711***
-0.126588
D(PER_INT(-1))
0.396444
-0.32
0.484349***
-0.25688
D(PER_INT(-2))
-0.935572***
0.316881
-0.310982***
-0.196946
D(PER_INT(-3))
-0.077005
-0.340412
0.198744
-0.413136
D(PER_INT(-4))
0.449123*
-0.698204***
-0.087686
0.545658
D(PER_LTI(-1))
0.075558
-0.037905
-0.03263
0.00765
D(PER_LTI(-2))
-0.181355
-0.114259
-0.074836
-0.257816
D(PER_LTI(-3))
-0.050662
-0.087538**
-0.068511***
-0.093599
D(PER_LTI(-4))
0.089945
-0.075518*
0.066901**
-0.225571**
D(PER_LM1(-2))
0.026023*
0.035105
0.004913
0.12283
D(FED(-1))
-0.250971
0.127555
0.916095***
0.739046
0.21687
0.4106
-0.009857
-2.06302***
D(LPIBUS(-2))
*
90% de significancia.
** 95% de significancia.
*** 99% de significancia.
Universidad Autónoma de Colombia
182
ALEXANDER CORREA O.
A. Impulso respuesta
Para los propósitos de este trabajo, la presencia de una propagación asimétrica
del shock de política es de gran importancia. Por lo tanto, se estima la
respuesta de la producción y del nivel de precios a un incremento de la tasa
de interés nominal para cada uno de los países. De forma más precisa, se
estima la reacción de la producción y el nivel de precios en cada uno de los
países a un incremento de 100 puntos básicos de la tasa de interés nominal
de corto plazo.
GRÁFICO 1
Respuesta índice producción industrial
Indice Producción Industrial
6%
Perú
Venezuela
Colombia
5%
4%
3%
2%
1%
0%
-1%
-2%
-3%
-4%
-5%
1
4
7
10
13
16
19
22
25
28
31
34
37
40
Las funciones respuesta impulso obtenidas indican que el tamaño de las
respuestas así como la velocidad de propagación de un incremento en la tasa
de interés difiere considerablemente entre los países.
En línea con la teoría, se encuentra que un incremento de la tasa de interés
nominal de corto plazo lleva a una reducción de la producción en los países.
La velocidad de esta respuesta es más rápida de lo esperado en Colombia y
Venezuela.
En estos dos países la tasa de crecimiento del IPI cae un trimestre después de
que el shock de tasa de interés ha ocurrido. Mientras que en Perú esto sucede
dos trimestres después.
En Venezuela el IPI presenta su caída más fuerte en el primer trimestre (3.95%), recuperándose y cayendo nuevamente 3.73% en el octavo trimestre.
Economía y Desarrollo - Septiembre 2003, vol. 2, n° 2
183
UNA APROXIMACIÓN A UNA UNIÓN MONETARIA ENTRE COLOMBIA, PERÚ Y VENEZUELA
A partir de este momento el efecto del shock desaparece lentamente, lo que
sucede definitivamente en el trimestre 35. En Colombia el efecto del shock
es más bien moderado. El IPI encuentra su caída más fuerte después de 3
trimestres aproximadamente (3.13%). El efecto del shock desaparece después
de veinticinco trimestres. Perú presenta la caída de la producción más fuerte
en el tercer trimestre (-1.92%). Pero a diferencia de Venezuela y Colombia,
el efecto del shock sobre la producción se disipa de manera rápida a partir del
trimestre veinte.
El impacto de corto plazo de la política monetaria sobre la producción podría
estar relacionado con la “credibilidad” del Banco Central. Se puede argumentar
que si los agentes saben que la política seguida por la autoridad monetaria es
creíble, ellos ajustarán los precios más rápidamente, reduciendo de este
modo los costos de la desinflación. De esta forma, se podría esperar que el
impacto sobre el IPI será más fuerte en el país donde la autoridad monetaria
(o la política monetaria) es menos creíble, como parece ser el caso de
Venezuela.
Por otro lado, economías, como la venezolana, que tienen una producción
altamente especializada, tienden a ser más susceptibles a los shocks
específicos al sector que aquellas economías que son relativamente
diversificadas, como lo es la economía colombiana (ANGELONI y DEDOLA, 1999).
GRÁFICO 2
Respuesta índice de precios al consumidor
Indice de Precios al Consumidor
Perú
Venezuela
2%
Colombia
1%
0%
-1%
-2%
-3%
-4%
1
4
7
1
Universidad Autónoma de Colombia
1
1
1
22
25
28
3
34
37
40
184
ALEXANDER CORREA O.
Al examinar los efectos del shock de política monetaria sobre el IPC se
encuentra un “price puzzle” en Colombia y Venezuela. El IPC se reduce
después de cinco cuatro trimestres en Colombia, cinco trimestres en
Venezuela y, lo hace inmediatamente en Perú.
El efecto del shock de tasa de interés sobre el IPC se disipa definitivamente en
el trimestre cuarenta en Colombia, en Perú lo hace en el trimestre veinticinco
y en Venezuela en el trimestre veinte.
Nuevamente, se podría afirmar que la efectividad de la política monetaria
podría estar relacionada con la credibilidad del Banco Central. Como se
discutió anteriormente, Perú y Colombia tienen políticas monetarias que
favorecen la credibilidad y la transparencia de sus acciones frente al público;
esto hace que los Bancos Centrales de estos países puedan actuar de manera
activa, a través del manejo de sus instrumentos, en el control de la inflación.
GRÁFICO 3
Respuesta tasa de interés
Tasa de Interés
1.6%
Perú
Venezuela
Colombia
1.4%
1.2%
1.0%
0.8%
0.6%
0.4%
0.2%
0.0%
1
4
7
10
13
16
19
22
25
28
31
34
37
40
Con respecto a la tasa de interés, se aprecia que el shock de tasa de interés
es más persistente en Venezuela que en Colombia y Perú. En Venezuela, la
tasa de interés se ajusta después de quince trimestres 80 puntos básicos por
encima de su nivel original. En Colombia la tasa de interés se ajusta 40
puntos básicos por encima de su nivel original después de cuarenta trimestres.
Mientras que en Perú, la tasa de interés se ajusta 70 puntos básicos por
encima de su nivel original después de veinte trimestres. En Perú y
Venezuela, la tasa de interés sigue un camino muy similar.
Economía y Desarrollo - Septiembre 2003, vol. 2, n° 2
185
UNA APROXIMACIÓN A UNA UNIÓN MONETARIA ENTRE COLOMBIA, PERÚ Y VENEZUELA
GRÁFICO 4
Respuesta términos de intercambio
Términos de Intercambio
Perú
Venezuela
Colombia
8%
7%
6%
5%
4%
3%
2%
1%
0%
-1%
-2%
1
4
7
1
1
1
1
22
25
28
3
34
37
40
Por último, en los tres países los términos de intercambio responden
inmediatamente al shock de tasa de interés. En Venezuela, los términos de
intercambio se incrementan inicialmente 4.14%. Entonces, se reducen e
incrementan para que finalmente el efecto desaparezca en el trimestre
treinta. En Colombia, los términos de intercambio se incrementan después
del shock de tasa de interés en 7.05%. Posteriormente, continúan fluctuando
para que finalmente el shock se disipe después del trimestre veintiocho. En
Perú, los términos de intercambio se incrementan inicialmente en 0.84.
Entonces, brevemente (y de forma algo inesperada) se reducen antes de
incrementarse para que el shock empiece a disiparse definitivamente a
partir del trimestre quince.
III. Implicaciones para una unión monetaria
El análisis de la sección anterior indica que no existe sincronización de los
ciclos económicos entre Colombia, Perú y Venezuela para que una UM fuera
deseable. De hecho, las diferencias en los mecanismos de transmisión
monetaria favorecen la independencia de la política monetaria. El análisis
sugiere que un shock de tasa de interés tiene efectos bastante diferentes
sobre las tres economías, lo que implica diferentes respuestas de política en
cada país.
El tamaño del ajuste de la producción es más grande en Venezuela que en
Colombia y Perú. Por lo que, si la política monetaria es fijada conjuntamente
por los tres países, este comportamiento asimétrico podría ampliar las
Universidad Autónoma de Colombia
186
ALEXANDER CORREA O.
variaciones cíclicas existes, desestabilizando e impidiendo la efectividad de
la política monetaria.
La velocidad de los cambios en el IPC en cada economía son de interés para la
conducción de una política monetaria conjunta. Los hallazgos de la sección
anterior sugieren que el ajuste del IPC sucede más rápido en Colombia y Perú
que en Venezuela. Esto es importante si Colombia y Perú tienen una aversión
extrema al aumento de precios, y no está en disposición de aceptar la tasa de
inflación implícita más alta que implicaría la UM Venezuela. Esto podría
implicar que las condiciones monetarias en caso de formar una UM no serían
favorables para Colombia y Perú.
Asimetrías en el comportamiento de la producción y de los precios afectan la
conveniencia de una UM entre estas tres economías. Por esta razón, es
importante que exista un alto grado de correlación del ciclo económico entre
estas economías. Por otro lado, como señalan FRANKEL y ROSE (1998), el grado de
correlación del ciclo económico entre dos economías depende del grado en que
ellas comercien y de la sincronización de la política monetaria. Pero si una
UM lleva a un aumento del comercio, y un mayor comercio lleva a una mayor
correlación de la actividad económica, la formación de una UM aumentará la
armonización de los ciclos económicos de los tres países.
A través de un estudio de datos panel FRANKEL y ROSE estiman el grado de
armonización del ciclo económico en función del comercio. La relación más
clara que ellos encuentran es el hecho de que los países que más comercian
tienen ciclos económicos más correlacionados. En palabras de estos autores:
“Algunos países pueden parecer, basados en información histórica, candidatos
no óptimos para la entrada al EMU. Pero el ingreso al EMU, por la razón que sea,
puede proveer un ímpetu sustancial para la expansión del comercio; lo que a
su vez puede significar ciclos económicos más correlacionados. De esta forma,
un país probablemente satisfaga los criterios de entrada en una unión
monetaria de manera ex post más que de manera ex ante” (FRANKEL y ROSE, p.
1024).
Con respecto a los términos de intercambio se aprecia que el ajuste es más
grande en Colombia que en Perú y Venezuela. Esto indicaría que este canal
desempeña un papel más importante en Colombia que en los otros dos países,
lo que podría ser potencialmente costoso para Colombia ya que la formación
de UM implica la pérdida de la independencia del tipo de cambio y del manejo
de la política monetaria.
Una política monetaria independiente hace posible que un país estabilice su
producción cuando enfrenta un shock económico a través de cambios en su
moneda que permiten alterar los salarios y precios relativos. Por ejemplo, un
shock de demanda mundial que afecte negativamente las exportaciones
nacionales, y por ende la producción, puede ser corregido a través de una
Economía y Desarrollo - Septiembre 2003, vol. 2, n° 2
UNA APROXIMACIÓN A UNA UNIÓN MONETARIA ENTRE COLOMBIA, PERÚ Y VENEZUELA
187
devaluación que reduzca los salarios locales con relación a los salarios
extranjeros, incrementando la competitividad de precios y reduciendo los
efectos sobre la producción del shock.
Pese a que Colombia, Perú y Venezuela muestran comportamientos
asimétricos en las variables analizadas, es importante resaltar que la
suavización del efecto de un shock económico sobre la actividad económica
no depende únicamente de la existencia de una política monetaria
independiente, sino también de la flexibilidad de otros mecanismos de ajuste.
Cuando una economía opera bajo tipo de cambio fijo, un shock económico
tendrá efectos sobre la actividad económica dependiendo de la flexibilidad de
salarios y precios, de la movilidad de factores entre sectores y regiones, del
grado de suavización del ingreso proveniente del mercado de capitales y de las
transferencias fiscales. Estos mecanismos trabajan de modo muy diferente.
El primer mecanismo compensa los cambios en la producción a través de
cambios en los precios relativos, el segundo compensa los cambios en la
producción a través de la migración de personas y de firmas. El tercer y cuarto
mecanismo aunque no permiten corregir los efectos del shock económico
sobre la producción y el empleo en el sector afectado, actúan proporcionando
fuentes alternativas de ingreso que mitiguen los efectos del shock. En el
evento de que estos mecanismos no trabajen adecuadamente, o sean débiles,
tener una política monetaria independiente que permita estabilizar la
producción es potencialmente de gran utilidad. Pero, si por el contrario, estos
mecanismos operan efectivamente, entonces los costos de abandonar la
independencia de la política monetaria no serán tan altos. (COLEMAN, 1999).
Un siguiente paso en esta investigación consistiría en analizar cómo sería el funcionamiento
conjunto de tres economías bajo una supuesta unión monetaria, pero suponiendo que las
condiciones macroeconómicas se imponen o prevalecen sobre la de los otros.
Bibliografía
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Converge Among EU Countries. ECB Working Paper, 4.
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COLEMAN, A. (1999). Economic Integration and Monetary Union. New Zealand Treasury
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FRANKEL, J. y ROSE, A. (1998). The Endogeneity of the Optimum Currency Area Criteria,
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MONTENEGRO, A. (2002). Series de tiempo. Pontificia Universidad Javeriana.
URRUTIA, M. (2002). Una visión alternativa: la política monetaria y cambiaria en la
última década. Borradores de Economía del Banco de la República, 207.
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