Visor de obras.

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Fundación de Estudios de Economía Aplicada

En muchas ocasiones, las medidas de política monetaria destinadas a la consecución de un objetivo interno (por ejemplo, la reducción de la tasa de inflación) dificultan la consecución de un objetivo externo (por ejemplo, un nivel del déficit exterior). Enfrentados al problema de la obtención del equilibrio interno y externo, los bancos centrales intentan frecuentemente alcanzar en el corto plazo objetivos independientes de tipo de cambio y de agregados monetarios mediante una política de intervención esterilizada en los mercados de divisas. Aunque es generalmente aceptado que la intervención esterilizada no tiene efectos a largo plazo, no existe una base de acuerdo general sobre su efectividad a corto plazo para contrarrestar transitoriamente las perturbaciones. La discusión sobre el grado de efectividad de la política de esterilización se ha centrado generalmente en el grado de sustituibilidad de activos denominados en distintas monedas, en el marco de análisis de los modelos de equilibrio de cartera. La evidencia empírica no es concluyente, pero en general los resultados indican que no se dan las condiciones para que la intervención esterilizada sea un instrumento independiente.

En este trabajo se realiza un análisis del uso por parte del Banco de España de la política de esterilización. Se intenta responder en primer lugar   —98→   a la pregunta de si el Banco de España siguió una política de esterilización, a través de la estimación de una función de reacción de la política monetaria para el período 1975-1989. Los resultados obtenidos son evidencia de que la política de esterilización ha jugado un papel preeminente. Se intenta evaluar también si esta política de esterilización ha sido efectiva, mediante la estimación de las formas reducidas de modelos de equilibrio de mercad os monetarios y de capital. La evidencia obtenida no es completamente concluyente, pero parece indicar que la política de esterilización ha podido jugar un papel eficaz a corto plazo. Este margen de actuación para la intervención esterilizada parece deberse a la presencia de controles de capital.

Finalmente, el análisis de los coeficientes de esterilización es clave en el estudio de la cuestión de la posible asimetría del Sistema Monetario Europeo (esto es, su carácter de una mera zona marco alemán), como ponen de manifiesto Giavazzi y Giovannini (1989, cap. 4). Este es un tema de gran interés, cuyo tratamiento dejaremos abierto a posibles extensiones de este trabajo.

La intervención oficial se produce cuando el banco central se involucra en la compra y venta de divisas con el propósito de afectar al tipo de cambio exterior de la moneda nacional. Se habla de intervenciones «esterilizadas» o «no esterilizadas», según el efecto de estas operaciones en los mercados de divisas sobre la liquidez sea contrarrestado o no por una operación compensadora sobre activos denominados en la moneda nacional⁸⁴.

Los dos tipos de intervención tienen el mismo efecto directo a muy corto plazo sobre los tipos de cambio, pero distintos efectos sobre las variables monetarias. El efecto directo a muy corto plazo sobre los tipos de cambio de la intervención en mercados de cambios opera principalmente a través de dos canales: alterando la oferta y demanda flujo de divisas, y (posiblemente) afectando a las expectativas de los agentes privados sobre la evolución futura inmediata de los tipos de cambio.

En cuanto a los efectos monetarios, en las intervenciones «no esterilizadas» la variación de las reservas exteriores del banco central producida como consecuencia de las operaciones de compra-venta de divisas   —99→   realizadas se refleja en una variación de la misma cuantía de la base monetaria y, por este camino, afectará a la oferta monetaria y, por lo tanto, a las variables fundamentales que entran en la determinación de los tipos de cambio a largo plazo⁸⁵.

En la intervención «esterilizada» o «pura», por el contrario, se aísla a la base monetaria de los cambios en la cartera de activos exteriores del banco central mediante una compra o venta de activos denominados en moneda nacional y por tanto las repercusiones sobre la oferta monetaria son nulas. A largo plazo, el tipo de cambio refleja sobre todo las condiciones económicas fundamental es subyacentes y las expectativas del mercado respecto a la evolución futura de estas variables. Puesto que la intervención esterilizada no afecta a las condiciones monetarias, ni a los determinantes reales (productividad, estructura de mercados, etc.) del comportamiento a largo plazo de los precios relativos en diferentes países, no cabe esperar que la intervención esterilizada tenga efectos a largo plazo sobre el tipo de cambio.

Sin embargo, aunque no modifica la base monetaria, la intervención esterilizada altera la composición por monedas de las carteras de activos de los agentes privados. Como ponen de manifiesto los modelos de equilibrio de cartera⁸⁶, la cuestión clave para determinar si la intervención esterilizada tiene efectividad transitoria en el intento de conseguir simultáneamente objetivos de equilibrio externo y externo, es el grado de sustituibilidad en las carteras privadas de los activos denominados en diferentes monedas.

Si la sustituibilidad es perfecta y no hay retrasos significativos en el ajuste de cartera, entonces la compensación de los movimientos en el componente interno de la base monetaria es inmediata y completa, sin efectos sobre el tipo de cambio y sin efecto alguno sobre el tipo de interés, los precios o el nivel de producción en línea con los resultados habituales del modelo Mundell-Fleming⁸⁷. Pero cuando la sustituibilidad no es perfecta, la intervención esterilizada se convierte en un instrumento adicional de política para el logro simultáneo d e los objetivos de equilibrio interno y externo a corto plazo, pues los cambios en las ofertas relativas de activos denominados en diferentes monedas puede alterar los tipos de cambio y los tipos de interés.

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Quedan pues abiertas dos cuestiones para la investigación empírica. En primer lugar, la de si el Banco de España ha seguido una política de esterilización de las intervenciones en mercados de divisas. A esta pregunta se intenta responder en la sección 3 con la estimación de la función de reacción del Banco de España.

En segundo lugar, la pregunta de si, en caso de que la respuesta a la primera pregunta sea afirmativa, la política de esterilización ha sido efectiva. En principio, la existencia de controles de cambios que limitan la movilidad de capitales induce a pensar, como señala Fernández (1987), en «la posibilidad de un amplio margen para la esterilización». Los modelos de las secciones 4 y 5 intentan evaluar el grado de amplitud de este margen, y comprobar si se confirman los resultados previos de Dolado y Durán (1983) y Fernández (1988) en este sentido.

Parece evidente que, en el sistema de Bretton-Woods, el Banco de España debía intervenir rutinariamente en los mercados de divisas para mantener la paridad oficial. Si bien puede quizá no parecer tan obvio para algunos que el Banco de España interviene de forma habitual en los mercados de divisas después de pasar al sistema de tipos de cambio flexibles, no cabe duda de que así ha sido. Una simple ilustración de esta observación puede encontrarse en el gráfico 1, que recoge la evolución, para todo el período de flotación, de las variaciones del componente de divisas de las reservas exteriores centrales del Banco de España. Dado que ha existido intervención, interesa averiguar si ha sido sistemáticamente esterilizada o no.

La estimación de una función de reacción suministra evidencia de hasta qué punto se practicó una política de intervención esterilizada. Siguiendo a Herring y Marston (1977a, 1977b), Obstfeld (1983) y Mastropasqua, Micossi y Rinaldi (1988), la función de reacción del Banco de España postulada relaciona la creación de base monetaria a través de su componente interno con los movimientos en el componente exterior de la base monetaria, y con variables representativas de los objetivos de la política monetaria de estabilización: la inflación y el nivel de actividad. Es decir, manejaremos una función de reacción del tipo:

D DC = F (D NFA, Z, N)

(1)

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donde:

DC = componente interno de la base monetaria.

NFA = reservas exteriores del Banco de España.

Z = objetivos internos de la política monetaria.

N = perturbaciones externas.

D es el operador de retardos, (1-L).

Entre los objetivos de política monetaria Z (que podemos considerar incluidos como argumentos en una función de bienestar implícita del Banco de España) estarán variables representativas del nivel de actividad y empleo, y de la tasa de inflación, y entre las perturbaciones externas podemos incluir, por ejemplo, los períodos de fuerte especulación sobre la divisa (como el producido en torno a la devaluación de 1977), «shocks» del petróleo, etc. La elección de las variables monetarias requiere una discusión un poco más detenida.

La existencia de diferencias de valoración y la necesidad de tomar en cuenta las variaciones de los activos nacionales netos en el balance del Banco   —102→   de España debido a modificaciones en la regulación de las reservas obligatorias, impone la necesidad de realizar diversos ajustes. Se ha optado por lo que se considera un compromiso aceptable entre la prolijidad y la operatividad, dictado en buena medida por la disponibilidad de información estadística al respecto.

Así, del total de activos exteriores netos en el balance del Banco de España, se han descontado las provisiones dotadas periódicamente por diferencias de valoración en activos exteriores, que recogen la contrapartida de la actualización del precio del oro (cuyo valor se modifica en balance en diciembre de 1981 y se revisa periódicamente desde entonces) y otras operaciones exteriores; y en las reservas cedidas al FECOM. Estos cambios no se reflejan en cambios en la base monetaria, y por tanto, deben ser excluidos. La variable resultante recibe el nombre NFA y su evolución (junto con la de la base monetaria y la de los activos de caja) se recoge en el gráfico 2. La descripción detallada de ésta y las demás variables utilizadas aparece en el Apéndice 1.

La variable dependiente, el componente de crédito interno en las variaciones en la base monetaria, no debe limitarse a registrar los cambios en los activos nacionales netos del Banco de España. Además, debe tomar en

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cuenta -como señalan Herring y Marston (1977a, 1977b) y Obstfeld (1983)- la acumulación de reservas debida a cambios en los coeficientes de caja. Denominando RRt a las reservas requeridas, Qt al coeficiente de caja y DEPt a los depósitos, el cambio en el stock de reservas bancarias obligatorias será igual a:

D RRt = D Qt* DEPt-1 + Qt-1* D DEPt + D Qt* D DEPt

El primer término refleja un cambio de política monetaria, el segundo un cambio en las tenencias de depósitos bancarios. Ignorando el término de segundo orden (D Qt * D DEPt), conviene recoger la parte D RRt correspondiente a un cambio de política monetaria en nuestra definición de variable dependiente.

Los depósitos del sistema bancario utilizados en la evaluación de este efecto se han construido excluyendo del agregado monetario más amplio (ALPs) el efectivo en manos del público, y tanto las cesiones temporales a cargo del sistema crediciticio como las tenencias en manos del público de pagarés y letras del Tesoro y deuda del Estado (que no son pasivos computables a efectos del coeficiente). La serie de coeficiente de caja (representada en el gráfico 3) se ha construido añadiendo al promedio ponderado del coeficiente legal de caja de la banca privada y las cajas de ahorro, el porcentaje de depósitos obligatorios que debían mantener hasta hace unos años las entidades de crédito. Como se observa en el gráfico, este coeficiente (asimilable a un impuesto) ha sido muy considerable, pero no entraremos aquí en las implicaciones relativas al señoriaje o a la estructura del sistema financiero, centrándonos únicamente en sus repercusiones monetarias.

En definitiva, si H es la base monetaria, la variable del componente de crédito interno de la base monetaria queda construida como:

D DCHt = D Ht - D NFAt - D Qt * DEPt - 1

(Para explorar la medida en que se permite a la circulación fiduciaria seguir una senda completamente independiente de la política monetaria se ha considerado también una variante basada en los activos de caja en lugar de en la base monetaria,

D DCACt = D CAJAt - D NFAt - D Qt * DEPt - 1).

Como variables internas objetivo de la política monetaria, y tras diversos ensayos, se han tomado la desviación porcentual del índice de   —104→  

producción industrial desestacionalizado sobre una tendencia lineal (OUT-PUTt)⁸⁸, y la tasa intermensual de inflación medida por el índice de precios al consumo (INFt). Como en Mastropasqua, Micossi y Rinaldi (1988) se han dividido las variables monetarias por Ht - 1 (o, en su caso, por ACAJAt - 1), lo que ayuda a eliminar el crecimiento de la varianza de las series nominales en el tiempo.

Las operaciones de esterilización son intentos de contrarrestar el impacto monetario de los cambios en las reservas exteriores con movimientos opuestos en las tenencias de activos nacionales. Por tanto, la variable de reservas exteriores debería tener un coeficiente negativo si ha habido esterilización. Un coeficiente igual a (-1) indicaría una política de esterilización completa. Si se utiliza la política monetaria con propósitos de estabilización anti-cíclica, esperaremos un coeficiente positivo para la variable de nivel de actividad y negativo para la variable de inflación.

Las funciones de reacción de la política monetaria de corte similar estimadas para otros países indican que los bancos centrales han practicado   —105→   una política de esterilización (al menos parcial), y que consideraciones anticíclicas han influido en la política monetaria⁸⁹.

La versión linealizada de la función de reacción (1) se ha estimado con datos mensuales para el período 1975:1-1989:12. Los resultados se resumen en el cuadro 1.

Las regresiones con la variable de crédito interno relativa a la base monetaria (DCH) incluyen dummies estacionales, que se han eliminado de las regresiones de la variable relativa a activos de caja (DCAC), por no resultar significativas y no detectarse correlación serial estacional importante en los residuos. En ambos casos se incluye una constante. Los residuos de la estimación de la función de reacción por mínimos cuadrados ordinarios (MCO) presentan correlación serial del tipo media móvil. En estas condiciones, los estimadores MCO de los coeficientes son consistentes, pero no los estimadores de sus varianzas. Por ello, se ha reestimado de forma consistente la matriz de varianzas de los coeficientes según la corrección sugerida por White (1980) y -aunque en un contexto mucho más general- por Hansen (1982). En la versión activos de caja, la variable de «output» aparece generalmente no significativa, por lo que se ha excluido. En ambos casos, se incluye una variable ficticia que recoge un efecto en torno a febrero de 1984, posiblemente asociado al cambio de la variable objetivo de la política monetaria (de M3 a ALP)⁹⁰, o bien a problemas de agregación temporal en nuestra variables de coeficiente de caja y de depósitos. Se han ensayado otras variables para recoger efectos particulares, pero sin resultados positivos. Por ejemplo, una variable que trataba de recoger los efectos de la especulación producida en 1977 en torno a la devaluación de la peseta no ha resultado significativa, y se ha excluido finalmente.

Un problema especial plantea la redefinición de la base monetaria a partir de agosto de 1988, en que el efectivo en caja de los bancos y cajas de ahorro deja de ser computable a efectos del coeficiente de caja, y se excluyen de las estadísticas de la base monetaria del Banco de España, que pasa a estar constituida por activos de caja más circulación fiduciaria⁹¹. Una posible solución sería construir una serie homogénea, con la misma definición para todo el período; pero si la exclusión de este componente produce un cambio de comportamiento, ello no sería apropiado. Se ha optado por la alternativa   —106→  

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de estimar este efecto con una variable de intervención, pero tampoco ha resultado significativa.

La inspección del cuadro 1 revela que la política de esterilización parece haber jugado un papel importante en el período estudiado. Aunque la precisión de las estimaciones no es muy alta, sí se puede afirmar que la variable del componente exterior entra significativamente con signo negativo y valores probablemente altos (dentro de su intervalo de confianza). Los coeficientes estimados son algo superiores a los obtenidos para otros países en los estudios más arriba mencionados⁹², aunque estos trabajos también documentan la práctica de una esterilización al menos parcial.

Estos resultados están en línea con los obtenidos en estudios anteriores para España. Así, Viñals (1983) señala que sus estimaciones de un modelo VAR que incluye el saldo de la balanza por cuenta corriente, M3, las reservas exteriores y el tipo de cambio efectivo nominal, «apuntan a un muy elevado grado de esterilización» (p. 28). Dolado y Durán (1983) encuentran que el valor estimado de los coeficientes en sus funciones de reacción de la autoridad monetaria «confirma la hipótesis de esterilización completa» y que «puede afirmarse que al cabo de un trimestre la esterilización resulta casi completa» (p. 105). Fernández (1988) interpreta los resultados de su estimación de un modelo VAR (que incluye el tipo de cambio efectivo nominal, las reservas de divisas, M3, el saldo de la balanza por cuenta corriente, los precios relativos de España con respecto a los países desarrollados medidos por los precios industriales, el tipo de interés del interbancario y el índice de producción industrial) con datos mensuales en el sentido de que «parece haber alguna evidencia empírica para afirmar que ha habido un cierto grado de sobreesterilización» (p. 52).

Las estimaciones obtenidas en el presente trabajo indican que el Banco de España mantuvo un alto grado de control sobre la oferta monetaria, esterilizando una proporción probablemente comprendida entre un 80 y un 100% de los cambios en las reservas exteriores. La evidencia econométrica de que el Banco de España siguió una política de esterilización concuerda asimismo con los comentarios informales que se pueden encontrar habitualmente en los Informes Anuales del Banco de España respecto a la necesidad de contrarrestar los efectos sobre la liquidez de los factores exteriores.

Las variables representativas de los objetivos de la política monetaria entran con los signos esperados, pero generalmente no son significativas   —108→   para niveles altos de confianza. Los resultados para las ecuaciones de base monetaria, que incluyen variables ficticias estacionales, podrían quizá interpretarse en el sentido de que la estabilización monetaria ha sido más importante que la persecución activista de objetivos agregados.

La evidencia de que se ha seguido una política de esterilización no implica que ésta haya sido efectiva como instrumento independiente de política. Las dos secciones siguientes se dedican a examinar la eficacia de la política de esterilización desde una perspectiva teórica y empírica.

Con tipos de cambio fijos y movilidad internacional del capital, la oferta monetaria es endógena. Así, por ejemplo, una contracción monetaria dirigida a conseguir objetivos internos provoca una presión sobre el tipo de cambio, que obliga al banco central a intervenir para mantener la paridad oficial adquiriendo divisas contra pesetas. Si este movimiento compensatorio en el componente interno es completo, entonces la base monetaria se determina independientemente de las decisiones del banco central, y es función de las decisiones de ahorro e inversión del público. Sólo cuando los activos denominados en distintas monedas son sustitutos imperfectos o hay retrasos en las recomposiciones de cartera, cabe esperar que la balanza de pagos por cuenta de capital no responda con una compensación inmediata y completa de los movimientos en el componente interno de la base, y por tanto, sólo en ese caso será efectiva la política de intervención esterilizada.

Obstfeld (1982a) presenta una panorámica de la investigación empírica sobre la presencia de un efecto de «equilibrio de cartera» y, por tanto, de la efectividad de la intervención esterilizada, en el caso de tipos de cambio fijos. Aunque la evidencia no es totalmente concluyente, los resultados generales parecen apuntar hacia la existencia de una compensación parcial, pero no completa, de los movimientos en el componente de crédito interno de la base monetaria.

Una posible aproximación al problema⁹³ es la estimación de un modelo que especifique en detalle las ofertas y las demandas de activos en los mercados de dinero y de bonos desagregadas por moneda de denominación y país de residencia de los inversores, y utilice los parámetros estructurales   —109→   estimados para derivar el coeficiente de compensación implícito de la política de crédito interno.

Como señala Obstfeld (1982a), este enfoque estructural presenta varias desventajas respecto al enfoque de forma reducida expuesto más abajo. A diferencia de éste, no puede ponerse en práctica cuando la sustituibilidad entre activos es perfecta, es poco robusto frente a errores de especificación en las ecuaciones estructurales de demanda de activos y requiere una modelización explícita de la forma en que el público internaliza las restricciones presupuestarias intertemporales del Tesoro y el banco central.

Un enfoque alternativo seguido en la literatura y que se ha adoptado aquí es el sugerido por Kouri y Porter (1974) y Argy y Kouri (1974), consistente en derivar de las condiciones de equilibrio en los mercados de dinero y de bonos una forma reducida que relaciona el superávit de la balanza por cuenta de capital (CAP) con el cambio en el componente interno de la base monetaria (DDC) (siendo éste el coeficiente de compensación), el cambio en el tipo de interés extranjero (DR*), el cambio en la renta nominal (DY) y el saldo de la balanza por cuenta corriente (CURR). El modelo está desarrollado en el apéndice 2 y la ecuación a estimar es:

CAPt = a0 + al DDCt + a2 DRt* + a3 DYt + a4 BCt + ut

(2)

donde:

CAP = superávit de la balanza por cuenta de capital.

DC = componente de crédito interno de la base monetaria.

R* = tipo de interés extranjero.

Y = renta nominal.

BC = balanza por cuenta corriente.

Un coeficiente de al = -1 en (2) indicaría una compensación completa y una total inefectividad de la política de esterilización a corto plazo. España declara oficialmente la flotación en enero de 1974, pero tras la suspensión de la convertibilidad del dólar en oro en agosto de 1971 y los acuerdos del Smithsonian Institute en diciembre de ese año sigue un período de inestabilidad cambiaría en la escena internacional y de frecuentes cambios de los límites de intervención y paridad central de la peseta con el dólar⁹⁴.

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La ecuación (2) se ha estimado con datos trimestrales para el período 1969-I (en que comienzan las series de registro de caja de las partidas de balanza de pagos) a 1973-IV, y para la submuestra del período estable 1969-I a 1971-II, y los resultados se recogen en el cuadro 2.

Se ha definido la balanza de pagos por cuenta de capital en su sentido más amplio, excluyendo sólo a las variaciones de reservas de las partidas compensatorias de la balanza corriente, aunque se han ensayado (obteniéndose peores resultados) otras definiciones más estrechas, que excluyeran diversas partidas de capital público. Como tipo de interés exterior se ha tomado el tipo sobre el eurodólar a tres meses. Para la variable de renta nominal, en ausencia de datos trimestrales de contabilidad nacional, se ha empleado la trimestralización del PIB en base a datos del índice de producción industrial desestacionalizados y a precios constantes, por lo que se han multiplicado por el índice de precios al consumo para obtener una proxy de la renta nominal. Los datos de balanza corriente están asimismo tomados del registro de caja del Banco de España. La variable monetaria es la misma DCH definida en la sección anterior.

Se estimó también la ecuación (2) con datos mensuales⁹⁵ pero no se han presentado los resultados, porque están plagados por serios problemas de autocorrelación en los residuos.

Como el tipo de interés nacional no aparece en la forma reducida, se evita el problema de la posible endogeneidad de esta variable. Argy y Kouri (1974) y Obstfeld (1982a) han señalado que el coeficiente de compensación puede estar sesgado al alza (en valor absoluto) en presencia de esterilización, ya que si DDCt se hace variar en respuesta a los movimientos de balanza de pagos, estará correlacionado con ut y los estimadores MCO serán inconsistentes. En particular, sugieren que una estimación por mínimos cuadrados bietápicos puede proporcionar resultados más favorables a la eficacia de la esterilización y más en línea con los resultados de modelos estructurales. Siguiendo esta sugerencia, se ha procedido a estimar también las ecuaciones por este método utilizando como instrumentos variables representativas de los objetivos de política como las analizadas en la sección anterior, en concreto, la tasa de utilización de la capacidad instalada y la tasa intertrimestral de inflación. Sin embargo, como se observa en el cuadro 2, la introducción de variables instrumentales no reduce sino que eleva la estimación puntual de los coeficientes, y empeora notablemente la estructura de correlación de los residuos.

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Los resultados del modelo parecen mejorar cuando limitamos la muestra al período estable, pero hay que recordar que los grados de libertad son muy reducidos debido al tamaño de la muestra. Los valores realizado y estimado (para cada uno de los dos períodos) según la ecuación (2) de flujos de capital aparecen representados en el gráfico 4.

La estimación del coeficiente de compensación indica, en consonancia con los resultados de los trabajos para otros países para este período que han sido mencionados anteriormente, que existió una compensación parcial, pero no completa, lo que implica la eficacia de la política de esterilización en los años 1969-73 como instrumento independiente para la consecución del equilibrio interno y externo. El resultado debe interpretarse con precaución, pues no descansa en una evidencia econométrica plenamente robusta, como revela la inspección del Cuadro 2, y especialmente los errores estimados y las correlaciones de residuos. El margen para perseguir objetivos independientes de tipo de cambio y agregados monetarios refleja la imperfecta sustituibilidad de activos denominados en pesetas y activos denominados en divisas extranjeras, posiblemente debido, entre otros factores, a la presencia de controles de capital.

Por otra parte, en la medida en que se permita la movilidad internacional del capital eliminando los controles de cambios, el posible

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margen de eficacia a corto plazo de la intervención esterilizada (resultado que se obtiene generalmente en los estudios empíricos para el período de tipos de cambio fijos) no tiene ninguna implicación sobre su eficacia a largo plazo, como señala Obstfeld (1982a).

Con tipos de cambio flotantes y movilidad internacional del capital, el banco central recobra la autonomía para la determinación de la oferta monetaria a cambio de perder el control sobre el tipo de cambio. Como en el caso de tipos de cambio fijos, las autoridades pueden intentar alcanzar objetivos independientes de tipo de cambio y agregados monetarios con una política de esterilización de las intervenciones en los mercados de divisas. Pero si los activos denominados en moneda nacional y extranjera son sustitutos perfectos, las operaciones del banco central no tendrán ningún efecto sobre el tipo de cambio de equilibrio. Si los cambios en la oferta relativa de activos denominados en distintas monedas en manos del público no afectan al diferencial de intereses esperado, entonces la intervención esterilizada no constituirá un instrumento independiente de política. Dicho en otras palabras, la intervención esterilizada sólo tendría efecto sobre el tipo de cambio de equilibrio si los mercados nacionales de activos se aislaran de los exteriores mediante controles de cambios o si la operación de esterilización trasladara una parte de la prima de riesgo de cambio entre las carteras públicas y privadas.

Los estudios para España de Dolado y Durán (1983) para el período 1974-82, y de Fernández (1988) para el período 1977-84 indican un amplio margen de eficacia para la política de esterilización. Los coeficientes de compensación que estos autores estiman son de un 10% y un 37%, respectivamente, muy lejos del 100% que indicaría una total inefectividad de la intervención esterilizada incluso en el corto plazo.

Viñals (1990) ha examinado el grado efectivo de apertura de la balanza de capitales española en el período reciente (1982-1989), concluyendo que los controles de cambios no han sido excesivamente restrictivos para la mayor parte del período. Sin embargo, estos controles de capital parecen haber jugado un papel significativo desde 1987, en que han venido resultando limitativos para las entradas de capital en España⁹⁶.

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Por lo tanto, habría dos posibles canales de aislamiento de la economía española de las condiciones de la economía internacional que permitirían a las autoridades monetarias la consecución simultánea de objetivos de tipo de cambio y variables monetarias: la existencia de controles de cambios limitativos, y un efecto de cartera relativo a la imperfecta sustituibilidad entre activos en pesetas y activos en moneda extranjera atribuible a otros motivos.

La detección empírica de este efecto de cartera plantea problemas más complejos en el caso de tipos de cambio flexibles que en el caso de tipos de cambio fijos y se ha intentado en la literatura por diversas vías, resumidas en la panorámica de Rogoff (1984). En general los resultados no apoyan la existencia de este canal de transmisión.

Una primera aproximación consiste en modelizar la prima de riesgo en el mercado de cambios (construida como el diferencial descubierto de intereses con datos «ex-post») como función de variables representativas de la composición por monedas de las carteras de activos, como en Frankel (1982a, 1982b), Rogoff (1984) y Frankel y Engel (1984). Estos estudios y trabajos similares sobre la prima de riesgo como los de Dooley y Isard (1982, 1983) no consiguen encontrar el menor efecto de las variables representativas del canal de «equilibrio de cartera».

Esta línea de trabajo está emparentada con la literatura sobre eficiencia de mercados de cambios⁹⁷. Los resultados de estudios sobre eficiencia como los de Hansen y Hodrick (1983), Hodrick y Srivastava (1984), Giovannini y Jorion (1987) o Campbell y Clarida (1987) apuntan a la existencia de primas de riesgo variables en el tiempo y la explican en función de variables puramente financieras o procedimientos estadísticos, pero no por relación a variables económicas fundamentales, y por ello, no proporcionan respuestas para el problema de la esterilización.

Otra forma de tratar el problema ha consistido en especificar completamente las ecuaciones de oferta y demanda de activos desagregadas por moneda de denominación del instrumento y país de residencia del inversor, como en Danker et al. (1984), y Obstfeld (1983). La estimación empírica de este tipo de modelos sería difícil en el caso español, por problemas de información estadística y por la necesidad de especificar un gran número de ecuaciones bilaterales. Los resultados obtenidos por estos autores son, en cualquier caso, poco favorables a la existencia de un canal de «equilibrio de cartera» que permita una política de esterilización como instrumento independiente.

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Otro tipo de enfoque, que se puede encontrar en estudios como los de Branson et al. (1979), Artus (1981), Driskill (1981), o Hooper y Morton (1982), consiste en la estimación de modelos de determinación del tipo de cambio donde los flujos de capital privados o la balanza por cuenta corriente, acumulada tienen poder explicativo. En la medida en que los déficits o superávits de balanza de pagos reflejan diferencias en las tasas de ahorro nacionales, de acuerdo con el enfoque de equilibrio de cartera, los superávit (déficit) de balanza por cuenta corriente se deberían acompañar de reducciones (subidas) en la prima de riesgo y de ahí a una apreciación (depreciación) de la moneda. Este tipo de estudios obtiene resultados algo más favorables para el enfoque de equilibrio de cartera.

El modelo aquí estimado es una versión del de Hooper y Morton (1982), que permite distinguir dos canales a través de los cuales la balanza por cuenta corriente puede afecta r al tipo de cambio nominal: en primer lugar, a través de una modificación de las expectativas sobre el tipo de cambio real de equilibrio; y en segundo lugar, un efecto de recomposición de cartera, que opera a través de la prima al riesgo.

El modelo se desarrolla en toda su extensión en el Apéndice 3, pero conviene traer aquí brevemente a colación algunos sus principales bloques constitutivos. De notaremos por minúsculas el logaritmo de las variables y por x el valor de equilibrio a largo plazo de la variable x. Partimos de la paridad descubierta de los tipos de interés con la inclusión de una prima de riesgo f:

E (Ds) = r - r* - f

(3)

que, en la línea de las especificaciones habituales del modelo de equilibrio de cartera, puede expresarse como una función de los flujos de capital entre países. Estos pueden descomponerse en la suma de la balanza corriente y la variación de reservas centrales, de forma que, por ejemplo, un aumento del déficit corriente incrementa las tenencias netas de activos nacionales en manos de no residentes, e incrementa la prima de riesgo:

Postulamos un mecanismo de expectativas del tipo sugerido por Frankel (1979), en el que la tasa esperada de depreciación nominal es una función de la brecha entre el tipo de cambio nominal corriente y el de   —116→   equilibrio y la tasa esperada de depreciación del tipo de cambio de equilibrio:

(5)

lo que permite expresar el tipo de cambio como:

(6)

El tipo de cambio de equilibrio se descompone en sus elementos de precios relativos y de tipo de cambio real:

(7)

Si la balanza corriente se hace depender de los valores presente y pasados del tipo de cambio real y de otras variables exógenas, y resolviendo para el tipo de cambio podemos obtener -como se muestra en el apéndice- una expresión del tipo de cambio real en función de un nivel inicial y la suma de los cambios pasados no esperados no transitorios en la balanza de pagos. Si suponemos que se espera que una fracción X de la brecha entre la balanza corriente realizada y la de equilibrio se elimine en el período siguiente, llegamos a una ecuación que expresa el tipo de cambio real como una función de las primeras diferencias parciales de la balanza corriente acumuladas (deflactadas por la tendencia de la renta nominal) y la balanza corriente de equilibrio acumulada:

(8)

Sustituyendo (4), (7) y (8) en (6), y a partir de la habitual sustitución monetaria (suponiendo parámetros iguales para las funciones de demanda de dinero), obtenemos una ecuación de determinación del tipo de cambio nominal:

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(9)

que sería la ecuación a estimar.

El análisis se ha llevado a cabo para una muestra reciente del período de flotación (1983 a 1989), que no incluye ninguna de las devaluaciones (como las acordadas en febrero de 1976, junio de 1977 y diciembre de 1982) registradas en estos años, y que afectan de forma dramática a las series de tipos de cambio tanto nominales como reales.

En cuanto a los controles de cambios, parece difícil abordar su tratamiento explícito de una forma que no resulte «ad hoc». Para intentar captar de alguna forma la presencia de estos controles, nos hemos decidido aquí por incluir en (9) una variable ficticia que toma valores no nulos para aquellos períodos en que se producen desviaciones importantes de la paridad cubierta de los tipos de interés.

En el Gráfico 5 se representa la serie mensual que trata de captar las desviaciones de la paridad cubierta de tipos de interés como diferencia entre el diferencial de tipos de interés entre el interbancario español a 3 meses y el tipo de interés de los depósitos de Eurodólares a 3 meses por una parte, y el premio o descuento de la peseta a 3 meses, construido a partir de la cotización a plazo de la peseta frente al dólar, por otra. Esto nos ofrece una idea aproximada de los períodos en que los controles de cambio han resultado limitativos.

Sin duda, la aproximación es bastante burda, pues un estudio más preciso requeriría el examen de datos diarios recogidos de forma simultánea en el euromercado y en el mercado de Madrid (y que estos fueran a su vez simultáneos con los datos de tipo de cambio), que el vencimiento de los contratos de depósitos en los mercados monetarios, y que se tomaran en cuenta los tipos ofrecidos y pedidos («bid» y «offer»). Por otra parte, hay que recordar que el Banco de España intervenía habitualmente en el mercado a plazo de la peseta hasta febrero de 1984. No obstante, la impresión general que se desprende del Gráfico 5 (la de que, para el período considerado, los controles han sido limitativos para las entradas de capital desde abril de 1987 hasta fines de 1989, con la excepción de algunos meses en 1988 y que el resto del tiempo las desviaciones observadas se mantienen en general dentro de límites atribuibles a la presencia de costes de transacción) es corroborada por el análisis más detallado de Viñals (1990). Viñals estudia en qué medida los controles de cambios han sido limitativos en base a datos semanales

  —118→  

de desviaciones de la paridad cubierta de tipos de interés, y del diferencial entre tipos «on-shore» y «off-shore» para la peseta, y concluye que sus resultados «confirman la existencia de controles efectivos sobre las entradas de capital durante el período 1987, 1988 -en menor grado- y 1989, y la no efectividad de los controles sobre las salidas desde 1987».

En consecuencia, se ha incluido en las estimaciones de la ecuación (9) una variable (CONTROLt) que toma el valor 1 desde 1987:2 hasta 1988:2, y desde 1988:4 hasta 1989:4, y ceros el resto del tiempo.

Como en Hooper y Morton (1982), estimamos el modelo en dos partes, sustituyendo en (9) las estimaciones de l y obtenidas a partir de (8), para estimar la ecuación de tipo de cambio nominal.

El modelo se ha evaluado sobre la base de tipos de cambio efectivos, en lugar de tipos bilaterales, porque como señalan Hooper y Morton (1982) la balanza corriente refleja la influencia de muchos tipos bilaterales, y su evolución puede motivar cambios en diversos tipos bilaterales y recomposiciones de cartera que afecten a varias monedas, y por tanto, es necesario   —119→   considerar una medida que recoge estos efectos sobre diversos países como es el tipo de cambio efectivo.

Como tipo de cambio nominal (st) se ha utilizado el índice de posición afectiva de la peseta frente al conjunto de países desarrollados elaborado por el Banco de España en base a los pesos relativos de los distintos países en el comercio exterior de nuestro país en 1986⁹⁸, y como tipo de cambio real (qt), el índice de posición efectiva real frente a países desarrollados medido por precios al consumo. La variable de balanza corriente acumulada (BCACUMt) está deflactada por la tendencia del PIB nominal, que se ha calculado en base al índice de precios industriales desestacionalizado, reescalado a valores nominales en base al PIB nominal de 1980.

Las variables de equilibrio se han calculado, como en Hooper y Morton (1982), como medias móviles de los valores del año precedente con ponderaciones decrecientes⁹⁹. Las variables del resto del mundo se han tomado de los agregados de la OCDE. Aunque éstos incluyen a España, se hace el supuesto de que nuestro país es lo suficientemente pequeño en relación al conjunto de la OCDE como para no afectar al análisis. Las variables de «stock» de dinero se refieren a M1, y las de precios, a los precios al consumo (IPC español, e índice de precios al consumo para la OCDE excluida Turquía). La variables de renta real se refieren al IPI desestacionalizado, y al IPC a precios constantes de la OCDE desestacionalizado. El diferencial de intereses se ha calculado a partir del diferencial descubierto de la peseta frente al tipo medio del euromercado (con los pesos ponderados según la participación de la moneda en la deuda externa española) y el diferencial de inflación en tasas inter-período anualizadas.

La ecuación (8) se ha estimado con datos mensuales y trimestrales, pero con los datos mensuales empeorada sensiblemente la correlación de los residuos. Se ha ensayado una parrilla de valores para A, obteniéndose los mejores resultados para A = 0,5. La recta de regresión resultante es (los errores estándar se indican entre paréntesis):

  —120→  

lo que implicaría un valor para de 0,0365¹⁰⁰, o un 3,65% de la tendencia lineal del PIB¹⁰¹, y una velocidad de ajuste de seis meses. La adecuación de la regresión no varía mucho de un valor de X a otro, y en todos los casos hay problemas de correlación residual. A la vista de estos problemas, parece muy arriesgado asignar una interpretación demasiado estricta a los parámetros obtenidos en cuanto al valor resultante de la balanza corriente a largo plazo de equilibrio y la velocidad esperada del ajuste entre el valor actual de la balanza corriente y el de equilibrio. Cuando se estima la ecuación (8) para una muestra más amplia, 80:1 a 89:IV, los residuos ni siquiera tienen un comportamiento estacionario. En cualquier caso, también se ensayaron diversos valores de l para (9), y 0,5 proporciona las mejores resultados. Este elevado valor obtenido para la balanza corriente de equilibrio puede atribuirse al comportamiento peculiar (prácticamente una tendencia creciente) en la muestra del tipo de cambio real, que probablemente determina el elevado coeficiente estimado para la tendencia.

Con estos valores se ha estimado la ecuación (9). Los resultados se recogen en el Cuadro 3. Las ecuaciones se han estimado por MCO con correcciones por heteroscedasticidad y correlación serial. La estimación con la variables de reservas y el tipo de cambio retardado como instrumentos de BCACUMt no mejora los resultados en cuanto a ajuste, correlación residal o signos esperados de los parámetros, y no se reporta. La variable de inflación resulta no significativa. El diferencial de intereses entra con el signo esperado, aunque con un «p-value» bastante alto. La variable monetaria tiene también el signo esperado y es significativa, aunque con un coeficiente estimado por debajo del valor teórico (1,0) para niveles altos de confianza. La variable de renta aparece como no significativa y con signo diferente al esperado en la regresión que excluye a PRIMAt, lo cual es preocupante.

La variable que recoge la presencia de controles de capital aparece siempre como significativa para niveles razonables de confianza. Esto es indicativo del poder explicativo de los controles de cambios, como cabía esperar.

Centrándonos en las variables que transmiten en nuestro modelo los efectos de cartera, la exclusión de BCACUM, (variable que recogería la

  —121→  

  —122→  

influencia de las balanzas de pagos acumulada sobre las expectativas acerca del tipo de cambio real de equilibrio a largo plazo) empeora claramente la estructura de correlación residual y el ajuste, mientras que lo contrario sucede con la exclusión de PRIMAt (variable que recogería los efectos de cartera a través de la prima de riesgo); y la comparación entre la segunda y tercera filas del Cuadro 3 resulta muy favorable para la regresión en la que BCACUMt sustituye a PRIMA, Esta es variable, además, aparece generalmente como no significativa.

En definitiva, los resultados indican la eficacia de la política de esterilización para el período estudiado. La presencia de controles de cambios limitativos ha impedido la sustituibilidad perfecta entre activos denominados en pesetas y activos denominados en otras monedas, permitiendo así un margen de eficacia de la política de esterilización. ¿Hay evidencia suficiente de la existencia de un canal de transmisión del tipo postulado por los modelos de equilibrio de cartera que permita la eficacia de la política de esterilización en ausencia de controles de cambios? La respuesta a esta pregunta es negativa. No parecen existir elementos ajenos al control de cambios que impidan deforma significativa la sustituibilidad de activos denominados en pesetas y activos denominados en otras monedas. La influencia de los saldos de la balanza por cuentas corriente en el tipo de cambio nominal se canaliza a través de la modificación de las expectativas de tipo de cambio real, y no a través del efecto de cartera. Esto tiene la importante implicación de que, una vez eliminados los controles de capital, a las autoridades monetarias no les será posible alcanzar simultáneamente objetivos de tipo de cambio y de agregados monetarios, ni siquiera en el corto plazo.

Sin embargo, los resultados deben interpretarse con cierta precaución. En primer lugar, la evidencia econométrica es tenue. Hay problemas de correlación residual, y los signos y magnitudes de los errores estimados de los coeficientes estimados para algunas de las variables fundamentales no concuerdan con las predicciones teóricas. Sin duda, una especificación dinámica más compleja mejoraría los resultados estadísticos en todos los sentidos, pero también sería mucho más difícil asignar cualquier tipo de interpretación sustantiva a los resultados.

Desde forma más fundamental, este ejercicio no es inmune a la crítica que realiza Rogoff (1984) a los resultados obtenidos en modelos basados en los efectos de los flujos de capital o la balanza corriente sobre el tipo de cambio: estas variables no son la única fuente de cambios en la riqueza real, y pequeñas modificaciones en los tipos de interés o en las cotizaciones de   —123→   bolsa o el precio de otros activos pueden sobrepasar en importancia a los efectos riqueza de los cambios observados en la balanza de pagos.

Esta imposibilidad -en ausencia de controles de cambios- de aislar a la economía española de la economía internacional y de intentar conseguir simultáneamente el equilibrio interno y externo mediante una política de intervención esterilizada ha sido señalada también por Fernández (1988) y por Viñals (1990), y concuerda con los resultados de la literatura teórica y de los estudios empíricos para otros países.

Como hemos señalado anteriormente, la intervención esterilizada como medio de alcanzar objetivos independientes de tipo de cambio y variables monetarias es inviable en el largo plazo. Pero incluso en el corto plazo, la intervención esterilizada será ineficaz cuando exista un grado importante de sustituibilidad entre activos. Es más, tanto las proposiciones teóricas discutidas en esta sección como las de la sección anterior, relativas a la potencial efectividad a corto plazo de la política de esterilización, pierden su validez en modelos en los que los agentes privados internalizan la restricción intertemporal del gobierno, anticipando racionalmente las futuras cargas fiscales, como fue señalado en su día por Obstfeld (1982b) y más recientemente (y con más vehemencia) por Backus y Kehoe (1989). En particular, Backus y Kehoe (1989) muestran que, en ausencia de otros cambios en las sendas futuras de las políticas gubernamentales y bajo condiciones bastante generales¹⁰², el cambio en la composición por monedas de la deuda pública consolidada (esto es, la intervención esterilizada) no tiene efecto alguno en el equilibrio alcanzado por la economía.

Se han abordado en este estudio las principales cuestiones teóricas y problemas empíricos suscitados por el problema de la esterilización de las intervenciones oficiales en los mercados de divisas.

La estimación de una función de reacción del Banco de España suministra evidencia de que la esterilización de las operaciones de compra y venta de divisas ha sido una práctica habitual del banco emisor.

A la vista de este resultado, pasamos a interrogarnos sobre las condiciones requeridas para que la política de esterilización sea efectiva. Como se ha señalado, en el largo plazo la política de esterilización no aísla   —124→   a la economía nacional de los acontecimientos exteriores, y su efecto por tanto será nulo sobre las valores de equilibrio de las distintas variables relevantes.

La eficacia de la política de esterilización a corto plazo como instrumento independiente para alcanzar el equilibrio interno y externo depende de la existencia de un efecto del tipo postulado por los modelos de equilibrio de cartera, y que requiere la imperfecta sustituibilidad de los activos denominados en distintas monedas.

La evaluación empírica de la existencia o no de este canal de transmisión está plagada de dificultades, pero hemos tratado de realizar una aproximación al tema en base a la estimación de dos modelos, una para una economía bajo tipos de cambio fijos, y otro para una economía en régimen de flotación. Los resultados parecen amparar la idea de que ha existido en España cierta autonomía monetaria y que la política de esterilización ha sido un instrumento efectivo. La efectividad de la política de esterilización parece fundamentalmente debida a la presencia de los controles de cambios, y no tanto a la existencia de un efecto de cartera. Por tanto, cabe predecir que la eliminación de los controles de cambios suprimirá las condiciones bajo las cuales el intento de consecución simultánea de objetivos monetarios y de tipo de cambio puede ser eficaz. Como se ha señalado, hay además razones teóricas de peso para dudar de la factibilidad, incluso en el corto plazo, de la política de esterilización.

Salvo indicación en contrario, todas las variables se han tomado de las cintas del Boletín Estadístico e Indicadores Económicos del Banco de España. En cada caso se hace constar entre paréntesis el cuadro y columna (por ejemplo, XX-1-7) de la publicación (edición julio 1990) para referencia. (La definición de los signos de las variables tal como aparecen en este apéndice difiere a veces de aquella con que aparecen en la publicación o en la cinta magnética; pero debe entenderse que se ha hecho así por motivos de claridad expositiva). Las variables nominales están medidas en millones de pesetas.

DDCHt = D(H - NFA)t - D Qt *DEPt - 1.

Ht = Base monetaria (I-1-14).

  —125→  

NFAt = RESt - OROt - FECOMt.

RESt = Activos exteriores netos del Banco de España (I-1-9).

OROt = Provisiones en el balance ajustado del Banco de España por diferencia de valoración de activos exteriores (I-14-11).

FECOMt = Diferencia de valoración de activos exteriores cedidos al FECOM (I-14-11).

Qt = CLEGALt + OBLIGt.

CLEGALt = Coeficiente legal de caja, para la banca privada y las cajas de ahorros (IX-26-1).

OBLIGt = Depósitos obligatorios, banca privada y cajas de ahorro. Boletín Estadístico del Banco de España, cuadro X, varios números.

DEPt = ALPt - EFECTIVOt - LETRASt - BONOSt - PAGARESt.

ALPt = Activos líquidos en manos del público (IX-2-1).

EFECTIVOt = Efectivo en manos del público (IX-2-6).

PAGARESt = Pagarés del Tesoro en manos del público (IX-4-8) más cesiones temporales a cargo de entidades de crédito (IX-3-4).

LETRASt = Letras del Tesoro en manos del público (IX-4-9) más cesiones temporales a cargo de entidades de crédito (IX-3-5).

BONOSt = Cesiones temporales de Deuda del Estado a cargo de entidades de crédito (IX-3-6).

DDCACt = D(ACAJA - NFA)t - D Qt * DEPt - 1.

ACAJAt = Activos de caja del sistema bancario (I-1-1).

OUTPUTt = (IPISA, - 85,68 - 0,199*T)/(85,68 + 0,199*T).

IPISAt = Índice de producción industrial desestacionalizado (Indicadores Económicos d el Banco de España).

INFt = (IPCt/IPCt - 1)-1.

IPCt = Índice de precios al consumo, base media de 1983 = 100 (XIX-1-1). Para el período estudiado en la sección 4, cintas de las International Financial Statistics, línea 64 (índice base media de 1980 = 100).

Yt = SANZt * IPCt (sección 4).

SANZt = PIB trimestralizado, como aparece en Sanz (1985).

CAPt = BCAPt - RESNETt.

BCAPt = Balanza de pagos por cuenta de capital, registro de caja (XX-1-7) , igual (con distinto signo) a CURRt (superávit +, déficit -).

  —126→  

CURRt = Balanza de pagos por cuenta corriente (superávit +, déficit -), según datos de registro de caja del Banco de España (XX-1-1).

UTILt = Tasa de utilización de la capacidad productiva en la industria. (Ministerio de Economía y Hacienda, Economía Española: Series Históricas, julio 1988, p. 34).

F(L) = Filtro de medias móviles aplicado a las variables para obtener «valores de equilibrio».

F(L) = (0,1 L3 + 0,2 L2 + 0,3 L + 0,4).

st = Logaritmo del índice de posición efectiva nominal de la peseta frente a los países desarrollados (XX-53-1).

= F(L) TC - REALt.

TCREALt = Índice de posición efectiva real de la peseta frente a los países industriales, medidos por precios al consumo (XX-53-7).

YTENDt = Tendencia lineal en YNt.

YNt = (IPISAt/IPISA [1980:Q4])*15209100.

yt = F(L) (IPISA[t]).

y*t = F(L) (GDPOCDE[t]).

M1-OCDEt = GDP desestacionalizado a precios constantes para países de la OCDE (OECD, Main Economic Indicators, serie OECD, GDP, VS).

= F(L) log(M1t).

M1t = Oferta monetaria (M1) (IX-2-1).

m*t = F(L) M1OCDEt.

M1OCDEt = Índice de la oferta monetaria (M1) desestacionalizada de los países de la OCDE (OECD, Main Economic Indicators, serie OECD, M1, IND, S).

pt = F(L) ([IPCt/IPCt - 1) con s = 4 para datos trimestrales, y 12 para datos mensuales.

p*t = F(L) ([IPC - OCDE t /IPC - OCDEt - 1]3 - 1) con s = 4 para datos trimestrales y 12 para datos mensuales.

IPCOCDEt = Índice de precios en la OCDE excluida Turquía (base 1980 = 100) (OECD, Main Economic Indicators, serie OECD. CPI, LESS, TRKY).

  —127→  

(r-r*)t = Diferencial descubierto de la peseta frente al tipo medio ponderado en el euromercado (XX-E4-10).

CONTROLt = Variable «dummy» trimestral, con 1 desde 1987:2 hasta 1988:2 y desde 1988:3 hasta 1989:4.

El modelo está tomado de Kouri y Porter (1974), y expresa las interacciones entre los mercados de bonos y de dinero a través de la restricción de riqueza y de la restricción del balance del banco central.

En el mercado de dinero la demanda (función de la renta nacional nominal, la riqueza, y los tipos de interés nacional y mundial y quizá otros factores que influyen en las prim as de riesgo) debe igualarse a la oferta (suma de los activos exteriores netos y los activos nacionales netos del banco central):

L(Y,W,R,R,*,E) ≡ MD = MS = NFA + NDA

En el mercado de bonos, la demanda de residentes y de no residentes (dependientes de factores análogos a la demanda de dinero) debe igualarse a la oferta de bonos del gobierno:

H(Y,W,R,R,*,E) + F(Y*,W*,R,R,*E) - BD + BD* = BG

Además, los residentes demandan bonos extranjeros:

J (Y,W,R,R*,E) - BF ≡ BF

Los componentes de la oferta monetaria se relacionan con las operaciones de mercado abierto y con los componentes de la balanza de pagos:

DNDA = BG

DNFA = CAP + CURR

  —128→  

Finalmente, la restricción de riqueza cierra el modelo:

L (Y,W,R,R*,E) + H (Y,W,R,R*,E) + J (Y,W,R,R*,E) = W

(A2.1)

Sustituyendo (utilizando las restricciones de riqueza y del balance del banco central), podemos reducir el sistema a dos ecuaciones:

DL (Y,W,R,R*,E) = DNDA + CURR + CAP

(A2.2)

CAP = DF (Y*,W*,R,R*,E) - DJ (Y,W,R,R*,E)

(A2.3)

Diferenciando ahora (A2.1) y (A2.2) e utilizando la restricción de riqueza (A2.1) (que implica que, si denotamos las derivadas parciales respecto a una variable por subíndices, Lw + Jw + Hw = 1, y Lx + Jx + Hx = 0 para x = Y,R,R*), obtenemos las dos ecuaciones de forma reducida del modelo:

DR = g (a0 DR* + a1 DY+a2 DW+CURR+DNDA+a4 DY*+a5 DW*)

(A2.4)

CAP = g (b0 DR*+b1 DY+b2 DW+b3CURR+b3DNDA+b4 DY*+b5 DW*)

(A2.5)

donde:

a0 = HR* + FR*	b0 = LR [FR* - JR*]
a1 = HY	b1 = [JR - FR] LY - LRJY
a2 = HW	b2 = [JR - FR] LW - JWLR
a4 = FY*	b3 = FR - JR
a5 = FW*	b4 = LRFY*
l = -1/[HR + FR]	b5 = LRFW*

La ecuación (2) del texto es una versión de la (A2.4), en la que suponemos que los efectos de las variables riqueza y de la renta del resto del mundo, que son difíciles de medir y que como señalan Kouri and Porter (1974) tendrán efectos contrapuestos sobre los flujos de capital, se recogen en la constante.

El modelo está basado en Hooper y Morton (1982).

En la medida en que no exista perfecta sustituibilidad por monedas de denominación, la paridad descubierta de intereses incluirá una prima de   —129→   riesgo (ecuación [3] del texto), que -como en Dooley y Isard (1983)- puede expresarse en función de los déficit fiscales y exteriores acumulados, de la intervención oficial y de otras variables. Una versión simplificada es la ecuación (4) del texto.

Con parámetros idénticos para las elasticidades en las funciones de demanda de dinero, y evaluando éstas para sus valores de equilibrio a largo plazo, tendremos que:

(A3.1)

Modelizamos la balanza corriente como dependiente de los valores presente y pasados del tipo de cambio real, y de otras variables exógenas:

En el equilibrio a largo plazo, se cumplirá (siendo el valor de equilibrio a largo plazo de la balanza corriente) que:

Resolviendo para y tomando diferencias:

(A3.2)

Los cambios en f(X) pueden relacionarse con los cambios inesperados en la balanza corriente:

(A3.3)

Finalmente, postulamos que las expectativas sobre la balanza corriente se forman mediante un mecanismo de ajuste parcial a sus valores de equilibrio:

(A3.4)

  —130→  

Utilizando (A3.2), (A3.3) y (A3.4) e integrando, podemos encontrar la expresión (8) del texto.

Finalmente, sustituyendo (4), (7), (8) y (A3.1) en (6), obtenemos (9).

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The degree of sterilization of official intervention in the foreign exchange markets is assessed by manos of the estimation of a reaction function of the Spanish central bank. Results indicate that there has been systematic intervention, and that it has been fully or almost fully sterilized. The effectiveness of sterilization policy as an independent instrument of economic policy relies on the imperfect substitutability of assets denominated in domestic and foreign currency. It is evaluated for the Spanish case within the framework of portfolio-balance models. Empirical results seem to support the idea that sterilization policy has been highly effective in the past, but that this effectiveness is linked to the presence of capital controls. Once removed, there will be no room for sterilization policy as an independent instrument to achieve simultaneously internal and external balance objectives.