UN ANALISIS DE LA RELACION ENTRE AGREGADOS MONETARIOS Y PRECIOS EN ESPAÑA por Belén Mateos Documento 90-07

Nota.- Este documento es una versión resumida del documento de trabajo FEDEA 89-10. El proyecto se halla aún en fase de realización, por lo que pueden aparecer nuevas versiones de este documento en el futuro inmediato.

1. INTRODUCCION

Desde 1973 la política monetaria en España se realiza a dos niveles (véase, por ejemplo, Trujillo y Cuervo Arango, 1988). En un primer nivel se pretende alcanzar un determinado objetivo último que, en el caso español, parece resumirse en la evolución del gasto nominal, a través del control de un objetivo intermedio, definido habitualmente como un agregado monetario. En un segundo nivel las autoridades monetarias tratan de alcanzar dicho objetivo intermedio utilizando una variable operativa que tradicionalmente ha sido los activos de caja del sistema bancario. Puede decirse, por tanto, que en España se sigue una política de cantidades aunque ello no implica que no se preste atención a otras variables, como los tipos de interés y el tipo de cambio.

El éxito en la elección del agregado que se toma como objetivo intermedio depende de que éste sea controlable y guarde una relación estable con el objetivo último. Aunque se ha realizado algún estudio sobre el grado de controlabilidad de los distintos agregados monetarios (Novales, 1987) el análisis del primer nivel del mecanismo de control aún no ha sido exhaustivamente estudiado. En lo que respecta al grado de conexión entre los agregados monetarios y los precios, existen muchos modelos teóricos que ligan ambas variables: desde la teoría cuantitativa del dinero hasta el enfoque de expectativas racionales.

El caso español ha sido estudiado por diversos autores. Dolado (1985) y Mauleón (1987, 1988) analizan la estabilidad de la demanda de dinero e introducen la tasa de inflación entre las variables determinantes de la tasa de expansión monetaria, utilizando observaciones trimestrales y estimando una ecuación de demanda por variables instrumentales. Ambos obtienen una elasticidad entre 0.5 y 1.0 para los precios. Manzano y Espasa (1986) especifican modelos de función de transferencia en los que se estima la relación dinámica entre la tasa de inflación, medida a través de diferentes componentes del Índice de Precios al Consumo, y la tasa de crecimiento del agregado monetario que controla en la actualidad el Banco de España - Activos Líquidos en Manos del Público. Utilizan datos mensuales para el período Enero 1978 - Octubre 1985 y obtienen como principales conclusiones que la elasticidad de los precios al agregado monetario ALP es inferior a la unidad y que el efecto total de variaciones en la cantidad de dinero sobre los precios se consigue en aproximadamente doce meses, no detectándose una respuesta contemporánea de los precios al dinero. Por otra parte, Treadway (1979,1986) presenta diversos análisis bivariantes de la cantidad de dinero y el nivel de precios (además de alguna variable real) en los que tiene en cuenta tanto el comportamiento del sector poseedor del dinero como el comportamiento del sector creador de dinero (describiendo de esta forma la política monetaria). En sus análisis con datos trimestrales no detecta realimentación o en los casos en los que la detecta, resulta cuantitativamente débil. Sin embargo, la hipótesis de neutralidad monetaria no se rechaza en ninguno de los casos.

Este estudio trata de poner de manifiesto, utilizando datos de la economía española, la relación dinámica existente entre el objetivo intermedio de la política monetaria, traducido en el control de un agregado monetario fundamentalmente, y el objetivo último de inflación. Se ha utilizado como indicador de la inflación el Índice de Precios al Consumo (IPC) y como variable monetaria el agregado controlado por el Banco de España en la actualidad (ALP), el agregado controlado hasta diciembre de 1983 (M3) y, por último y a efectos comparativos, un agregado más reducido y más próximo a los medios de pago de la economía (M1), aun a pesar de no haber sido nunca utilizado como objetivo intermedio de la política monetaria.

Como una primera aproximación para comparar la relación de cada uno de los agregados monetarios con los precios, se han representado sus tasas de variación anuales para el período 1970-1988 (Figura 1). Según puede observarse, la evolución temporal de ALP y M3 muestra un perfil muy similar a la evolución del IPC. La tasa de crecimiento de M1, por el contrario, es algo más errática. El gráfico, sin embargo, sólo pone de relieve la posibilidad de una alta correlación entre los agregados y los precios, pero no puede decir nada acerca de la relación causal entre los mismos.

Para ir más allá de esta aproximación descriptiva se ha empleado el enfoque Box-Jenkins del Análisis de Series Temporales. Cada serie se somete a un análisis estocástico univariante donde sólo se considera su historia pasada como determinante de su evolución futura. A veces la serie temporal presenta valores anómalos que, si se ignoran, pueden distorsionar los resultados y los mismos instrumentos del análisis. Por ello, se han tratado adecuadamente las anomalías buscando información adicional que pudiera explicarnos la naturaleza y magnitud de las mismas. Una vez realizado el análisis univariante y representados los hechos anómalos por medio del análisis de intervención, hemos pasado al análisis de relaciones entre las distintas series.

El estudio inicial se ha realizado con series anuales para el período muestral 1967-1988, estimando la influencia de cada una de las variables monetarias sobre los precios por medio del análisis de transferencia. Es decir, hemos supuesto causalidad unidireccional y, por tanto, ausencia de realimentación de los precios al dinero. Los resultados obtenidos apoyan la hipótesis de que la cantidad de dinero influye en el nivel general de precios con elasticidad unitaria a largo plazo, esto es, un incremento permanente en la cantidad de dinero no generaría ningún efecto a largo plazo sobre ninguna variable de la economía real (hipótesis de neutralidad monetaria). Además, la respuesta estimada es duradera, no detectándose una respuesta contemporánea de los precios al dinero.

Los análisis realizados con datos anuales para estimar la relación que presentan los distintos agregados monetarios con el Índice de Precios al Consumo se muestran en la Sección 2. En la Sección 3 se describe la dificultad en la identificación y representación de la relación existente entre el dinero y los precios, cuando se trabaja con datos de frecuencia mensual y trimestral, así como las posibles causas y las líneas de actuación que podrían ayudar a detectar la relación que cabría esperar a priori entre estas dos variables. Por último, se presentan las conclusiones de este estudio en la Sección 4.

2. ANALISIS CON DATOS ANUALES

En esta sección se presentan tres modelos en los que se estima la relación entre los diferentes agregados monetarios considerados en este trabajo y el Índice de Precios al Consumo. Utilizamos datos agregados anualmente (medias simples) de las series IPC general y ALP, M3 y M1 originales(1) abarcando el periodo de 1967 a 1988 con un total de 22 observaciones(2).

Dado el pequeño número de observaciones disponibles, se ha optado por comenzar con un análisis de transferencia considerando exógenas las variables monetarias y por tanto, manteniendo la hipótesis de ausencia de realimentación de los precios al dinero. Al no admitir relaciones bidi-reccionales evitamos la pérdida de grados de libertad como consecuencia de la estimación de un mayor número de parámetros.

2.a. Modelización univariante.

El primer paso del análisis ha sido la modelización univariante de IPC, ALP, M3 y M1 (Tabla 1).

En el análisis estadístico de IPC, una vez tomados logaritmos y dos diferencias regulares para conseguir estacionariedad tanto en la varianza como en la media, la serie no presenta estructura significativa y por tanto se puede considerar su tasa de variación como un paseo aleatorio. Sin embargo, hay un valor extremo en 1977 que representa un incremento permanente en el nivel de precios.

MODELOS UNIVARIANTES

En efecto, el ritmo medio de crecimiento de los precios al consumo en 1977 fue del 24.5%. Tal cifra implica una aceleración sin precedentes del proceso inflacionista español difícil de justificar, y muy posiblemente influida por las inevitables distorsiones estadísticas surgidas de la introducción de un nuevo índice de precios al consumo (Informe Anual del Banco de España, 1977).

Puesto que las causas de este incremento se pueden considerar ajenas a la política monetaria llevada a cabo por la autoridad, se ha procedido a realizar un análisis de intervención en la serie de IPC recogiendo el efecto sobre los precios por medio de una variable unitaria del tipo escalón(3). El modelo de intervención estimado se presenta en la Tabla 1.

La mejora en el poder explicativo de este modelo respecto a la variable en términos de desviación típica es del 48% y los distintos instrumentos utilizados para la diagnosis no evidencian necesidad de reformulación. El modelo indica que en 1977 hubo un incremento permanente en el nivel de precios del 6% y éste se volvió a incrementar al año siguiente en un 2.6%(4).

Por otra parte, las tasas de variación de ALP y M3 siguen estructura de paseo aleatorio. La serie M1 presenta estructura autorregresiva de orden dos con raíces complejas estimándose un periodo de 4.3 años y un factor de amortiguamiento de .67.

2.b. Análisis de relaciones

Para analizar la relación entre los agregados monetarios y los precios, se ha corregido primero esta última serie -logaritmo del IPC agregado- del efecto de 1977 y 1978; posteriormente, se estimaron modelos de transferencia tomando como variable input, alternativamente, los logaritmos de cada uno de los agregados monetarios y como variable output el logaritmo del IPC corregido. Los resultados del análisis de función de transferencia se presentan en la tabla 2.

Con la introducción de ALP como variable explicativa del modelo de función de transferencia FT1, la estructura autorregresiva del término del ruido desaparece. La mejora en la capacidad explicativa del modelo de transferencia respecto al modelo de intervención del IPC es de un 13% en términos de la desviación típica. Los distintos instrumentos utilizados para la diagnosis del modelo no presentan evidencia clara de mala especificación(5).

En la función de correlación cruzada (c.c.f) de los residuos del modelo de transferencia y los del modelo US de ALP (Figura 2) se puede observar un valor relativamente grande y positivo en el primer retardo en la dirección causal de los precios al dinero, lo cual sugiere la posible existencia de un efecto de realimentación, interpretable como la reacción de la autoridad monetaria ante un cambio en el nivel general de precios.

FIGURA 2

FUNCIONES DE TRANSFERENCIA: IPC = f (AGREGADO MONETARIO)

Sin embargo, puede resultar extraño que este efecto sea del mismo signo que la variación producida en los precios. Ante un incremento de éstos, la reacción lógica de la autoridad sería emprender una política monetaria de carácter restrictivo. Entonces, ¿cómo se explicaría el efecto positivo detectado en la relación de precios a dinero?.

Supongamos que el Banco de España no controla perfectamente el agregado monetario que se toma como objetivo intermedio a través de la variable instrumental que ha sido tradicionalmente los Activos de Caja del Sistema Bancario (ACSB), y que se vale de algún otro instrumento adicional para llevar a cabo la política monetaria. Si ese instrumento es el tipo de interés del mercado interbancario, ante una subida no esperada de los precios, la reacción del Banco emisor puede ser una subida de los tipos de interés, que pudiera tener a su vez un efecto positivo sobre los diferentes agregados monetarios amplios como ALP.

En efecto, un agregado más estrecho que refleje esencialmente lo que son medios de pago, como M1, se vería afectado negativamente como consecuencia del coste de oportunidad de mantener los activos incluidos en dicho agregado. Sin embargo, agregados más amplios como M3 y ALP, incluyen otro tipo de activos que pueden estar relacionados positivamente con los tipos de interés (por ejemplo, los depósitos a plazo o los Pagarés del Tesoro). Si este efecto positivo sobre los componentes de los agregados amplios que no son esencialmente medios de pago supera el efecto negativo que se produce sobre M1(6), la relación que se esperaría entre los precios por un lado, y tanto

ALP como M3 por otro, puede llegar a ser positiva.

La ganancia estimada para la respuesta de los precios al agregado monetario ALP es de 2.76 con una desviación típica de 1.75. Esto implica que un incremento del 1% en los Activos líquidos en manos del Público daría lugar a largo plazo a un incremento del 2.76% en el Índice de Precios al Consumo. Aunque este valor numérico es ciertamente elevado, no se puede rechazar la hipótesis de ganancia unitaria con un nivel de confianza del 95%. El efecto de una variación en ALP tiene lugar con un año de retraso, completándose el 50% de la respuesta en cuatro años, como se puede observar en la función de respuesta al impulso estimada:

Con la introducción de M3 en el modelo de función de transferencia FT2, la estructura del ruido no varía y hay una mejora en la capacidad explicativa de la serie del 37% respecto al modelo univariante de intervención.

En la función de correlación cruzada de los residuos del modelo de transferencia y los del modelo US de M3 (Figura 3), se observan valores positivos en los dos primeros retardos en la dirección causal de precios a dinero. Las razones por las que se podría esperar un efecto de tal signo son las mismas que en el caso del agregado más amplio ALP.

La elasticidad a largo plazo de los precios al agregado monetario M3 no es significativamente distinta de la unidad. El 75% del efecto total de una variación en M3 se deja sentir en los tres primeros años, no detectándose una respuesta contemporánea de los precios al dinero, como indica la función de respuesta al impulso estimada:

FIGURA 3

\[\nu_ {2} (\mathrm{B}) = . 1 9 \mathrm{B} +. 3 3 \mathrm{B} ^ {2} +. 2 2 \mathrm{B} ^ {3} +. 1 5 \mathrm{B} ^ {4} +. 1 0 \mathrm{B} ^ {5} + \dots\]

En el modelo de transferencia con la variable M1 como input (FT3), la desviación típica residual sólo se reduce en un 7.5% respecto a la del modelo con intervención del IPC. La función de correlación cruzada de los residuos del modelo de transferencia y los del modelo US de M1 (Figura 4) muestra la existencia de un valor negativo en el primer retardo en la dirección causal de precios a dinero, que se puede interpretar como la reacción de la autoridad monetaria ante cambios no esperados en los precios. Como ya se ha explicado, ante un incremento en los precios, la política restrictiva que seguiría el Banco emisor, tanto a través de los ACSB como del tipo de interés del mercado interbancario, tendría un efecto negativo sobre el agregado más estrecho, M1. El efecto, sin embargo, podría no ser tan grande como sugiere la ccf pues un 64% de este valor viene explicado por valores extremos que se encuentran al final de la muestra (1987 y 1988) y que podrían no ser representativos de la relación existente a lo largo de todo el período muestral, sino únicamente del mayor grado de intervención de la autoridad monetaria en el pasado más reciente.

La función de respuesta al impulso derivada de la función de transferencia estimada cuando la variable explicativa es el agregado M1

FIGURA 4

es la siguiente:

\[\nu_ {3} (B) = . 1 8 B ^ {2} +. 1 4 B ^ {3} +. 1 1 B ^ {4} +. 0 9 B ^ {5} +. 0 7 B ^ {6} +. 0 5 B ^ {7} +. 0 4 B ^ {8} +. 0 3 B ^ {9} +. 0 2 B ^ {1 0} \dots\]

El efecto de la oferta monetaria sobre los precios se detecta con un desfase de dos años. La ganancia estimada es de .82, con desviación típica de .41, completándose el 50% del efecto en tres años y el 75% en seis años.

2.c. Estructura dinámica de la respuesta de los precios al dinero

Hemos visto que en ninguno de los modelos de transferencia estimados se puede rechazar la hipótesis de elasticidad unitaria a largo plazo de los precios al dinero. Pero quizás lo más importante del análisis no sea el valor de la ganancia (estimada con un error standard muy alto), sino la evidencia aportada acerca de la estructura dinámica de la respuesta de los precios al dinero.

Si comparamos el efecto de los tres agregados estudiados, desde el más amplio hasta el más reducido, sobre el nivel de precios, podemos decir que el IPC responde más rápidamente a ALP y M3 que a M1. Mientras que el retraso en la respuesta del IPC a los agregados más amplios es de un año, hay que esperar dos años para observar la reacción de los precios al agregado más estrecho, M1. Por otra parte, los tres agregados afectan de modo permanente a los precios, estimándose siempre una respuesta larga.

En la Figura 5 se pueden observar las funciones de respuesta al impulso y al escalón de los precios a la cantidad de dinero en los tres modelos de función de transferencia estimados. Sin embargo, aunque estas funciones nos permiten reconocer algunas de las características de la respuesta de los precios a cada uno de los agregados monetarios (como el tiempo muerto o la duración del efecto correspondiente), no posibilitan una comparación más exhaustiva de la reacción que los precios pueden tener ante cambios en los distintos agregados, al ser diferente la magnitud de la ganancia en cada caso.

Puesto que los resultados obtenidos de los análisis realizados sin imponer a priori ninguna restricción, parecen dar evidencia de la neutralidad del dinero en el largo plazo, sería interesante imponer la restricción de ganancia unitaria en cada uno de los modelos, con objeto de poder comparar la estructura de retardos de las diferentes respuestas y a su vez ver cómo se agotan en el tiempo cada una de ellas. Sin embargo, este análisis no se ha realizado por el momento, aunque será objeto de un trabajo posterior.

3. ANALISIS CON DATOS MENSUALES Y TRIMESTRALES

3.a. Principales resultados

Para contrastar estos resultados con datos anuales que podrían conducirnos a afirmar que "el dinero es neutral" a largo plazo, hemos descendido en el nivel de agregación temporal de las series, utilizando datos mensuales y trimestrales para diferentes períodos muestrales. Los análisis univariantes realizados se han incorporado en modelos bivariantes estocásticos que relacionan los diferentes agregados monetarios con el Índice de Precios al Consumo. Al mismo tiempo que tratamos de estimar el impacto de cada uno de los agregados sobre la evolución de los precios, no descartamos la posible realimentación entre ambas variables, que interpretamos como la reacción de la autoridad monetaria ante cambios en los precios.

La correlación contemporánea entre el dinero y los precios al trabajar con datos de frecuencia mensual y trimestral, es interpretada bajo el supuesto de que los precios son exógenos al explicar la evolución de los agregados monetarios en el mismo período. La interpretación opuesta sería difícil de creer pues, como hemos visto al trabajar con datos anuales, parece que la respuesta de los precios al dinero se produce con bastante retraso, lo que está bien establecido en la literatura monetaria. Friedman, por ejemplo, sugiere que cambios en la cantidad de dinero podrían no verse reflejados en los precios durante un período de doce a dieciséis meses, por término medio (Friedman, 1969). Por el contrario, es más plausible creer que la autoridad monetaria reacciona a corto plazo frente a cambios esperados y no esperados en los precios, dada la información de la que dispone.

Sin embargo, los modelos estimados con datos mensuales y trimestrales no permiten derivar muchas conclusiones acerca de la relación entre el dinero y los precios.

En un estudio realizado anteriormente con datos mensuales para el período Enero 1977-Diciembre 1987 Mateos (1989) en el que se modelizaba la relación dinámica existente entre el Índice de Precios al Consumo y los Activos Líquidos en manos del Público, obteníamos una elasticidad a largo plazo de los precios al dinero no muy grande, con un valor de 0.42 (0.16) (7). Además, el efecto del dinero sobre los precios tenía lugar con un desfase de siete meses, produciéndose casi las tres cuartas partes del efecto en dicho mes, como indicaba la función de respuesta al impulso estimada:

\[\nu (\mathrm{B}) = 0. 3 5 \mathrm{B} ^ {7} + 0. 0 6 \mathrm{B} ^ {8} + \dots\]

Una vez ajustado el modelo bivariante hasta diciembre de 1987 se analizó su capacidad predictiva en el período 1/88-10/88, comparándolo con la del modelo univariante del IPC. Los errores de predicción obtenidos eran muy similares, de lo que se desprende que la modelización de la relación dinámica entre ALP e IPC no mejora la capacidad de predicción del modelo univariante donde sólo se tiene en cuenta la historia pasada de los precios. Parece que ésta ya contiene toda la información relevante (incluida la posible influencia de los ALP) sobre la evolución de la variable que interesa predecir (IPC). Este resultado es compatible con la visión de que la autoridad monetaria tiene en cuenta las informaciones mensuales que va recibiendo acerca de la evolución del IPC y que, en ocasiones, ciertos datos mensuales han influido sobre el grado de expansión o restricción de la política monetaria de los meses siguientes.

Otro estudio con datos mensuales analizaba la relación que el agregado monetario escogido como objetivo intermedio de la política monetaria hasta diciembre de 1983 (M3) presentó durante el período de su control con el objetivo último de inflación. El período analizado fue Febrero 1967-Diciembre 1983 y en el análisis no se detectó respuesta alguna de los precios al dinero. La aparente "falta" de relación puede ser debida al ruido que introduce en el análisis estadístico la observación de datos mensuales. Las políticas de administración de precios, tan habituales en el período considerado, generan anomalías importantes en la serie, lo cual dificulta el análisis empírico.

Nos encontramos, por tanto, ante un caso de no detección de relaciones bidirecciones entre agregados monetarios y precios que, a nuestro juicio, existen; la única discusión posible es, si cabe, acerca de la importancia de dicha relación, así como de su estructura dinámica.

Los análisis realizados con datos agregados trimestralmente tampoco permiten detectar relaciones dinero-precios del tipo que cabría esperar a priori y que sí aparecen, por el contrario, en datos anuales. Sin embargo, en el caso de M3 y M1 sí dan una idea del desfase con el que se produce el efecto de los agregados monetarios sobre los precios, aunque la elasticidad a largo plazo estimada en ambos casos es bastante pequeña.

El análisis de relación entre IPC y ALP se ha realizado para toda la muestra disponible, desde el segundo trimestre de 1967 al último de 1988. Sin embargo, a pesar de detectarse algún efecto del dinero sobre los precios, la ganancia estimada no es significativamente distinta de cero. Por otra parte, tampoco parece que exista una reacción a largo plazo de la autoridad monetaria ante un cambio en el nivel de precios.

Para estudiar la relación entre IPC y M3 se ha trabajado con los datos agregados trimestralmente para el período II/67-IV/83, con un total de 67 observaciones. La elasticidad a largo plazo de los precios al dinero estimada en el modelo estocástico bivariante (0.36) no es muy grande. La respuesta se produce con siete trimestres de retraso pero según el modelo todo el efecto tiene lugar en un solo trimestre, lo cual parece difícil de creer a la vista de los resultados del análisis con datos anuales, que daban evidencia del efecto duradero sobre los precios que produciría un cambio en M3. Por otra parte, se ha estimado una ganancia de -0.08 en la relación de precios a dinero, lo cual implica un efecto de realimentación a largo plazo muy pequeño.

En un análisis posterior, se amplió la muestra hasta el cuarto trimestre de 1988, incorporando así nuevos períodos de expansión y contracción monetaria. Sin embargo, no se detectó ningún efecto de M3 sobre IPC, pero sí la respuesta de la autoridad monetaria ante un cambio en el nivel de precios, estimándose una elasticidad a largo plazo de -0.20 y sugiriendo un mayor grado de intervención monetaria durante el pasado más reciente de lo que fue habitual durante el período muestral inicial.

En lo que respecta al modelo de relación entre el IPC y el agregado monetario más reducido (M1) con datos trimestrales para el período I/69-IV/83, se obtiene una elasticidad a largo plazo de los precios al dinero de 0.18 con una función de respuesta al impulso:

El efecto tiene lugar con un desfase de siete trimestres y se amortigua rápidamente. En cuanto a la función de realimentación, a pesar de la aparente existencia de relación entre el IPC y M1, la ganancia estimada no es significativamente distinta de cero.

No es fácil explicar las razones estadísticas de esta dificultad en la representación de la relación existente entre el dinero y los precios cuando trabajamos con datos de frecuencia trimestral y mensual. Sin embargo, a nuestro juicio, dos pueden ser las causas fundamentales de estos resultados.

Por una parte, cuando el intervalo muestral no es suficientemente amplio, es difícil que los datos puedan sostener la relación entre estas dos variables si la reacción de los precios a los diferentes agregados es lenta, como se deriva de los análisis realizados con datos anuales. Por otra parte, la frecuencia en la observación de los datos mensuales o trimestrales puede ser excesiva, introduciéndose en el análisis fluctuaciones que tan solo tienen un carácter temporal, sin gran significado estructural.

En Mateos (1989) se han seguido dos posibles vías que podrían ayudarnos a detectar la relación que sabemos existe entre el dinero y los precios, las cuales resumimos en el siguiente apartado.

3.b. Dos métodos para detectar la relación dinámica entre el dinero y los precios.

3.b.1. Imposición de la ganancia unitaria.

Cuando el intervalo muestral utilizado en el análisis no es suficientemente amplio, puede ocurrir que los datos no contengan la información necesaria para decir algo acerca del verdadero efecto que la cantidad de dinero tiene sobre los precios. La elasticidad a largo plazo estimada será menor que la real y, al mismo tiempo, puede que la función de transferencia identificada y estimada no recoja exactamente la estructura dinámica de la relación entre estas dos variables.

Por ello, si estamos dispuestos a aceptar la hipótesis de neutralidad monetaria en el largo plazo (como parecen indicar los resultados con datos anuales), sería interesante asegurar que las estimaciones de los parámetros en nuestro modelo ajustado de función de transferencia satisfagan la restricción de ganancia unitaria, para así poder especificar mejor la componente dinámica de la respuesta de los precios al dinero.

Ya se ha tenido en cuenta en otros trabajos la posibilidad de utilizar la restricción de ganancia unitaria sobre el comportamiento a largo plazo de las magnitudes medidas en unidades monetarias. Además, esta hipótesis de neutralidad monetaria no ha sido rechazada en numerosos contrastes que se han realizado sobre el caso español (Treadway, 1986).

Un método de imposición de ganancia unitaria se basa en la estimación de una forma transformada del modelo, que se expresa en términos de una relación entre el inverso de los saldos monetarios reales y la tasa de expansión del dinero (Treadway,1979). Este método (ver Apéndice) se ha aplicado a los agregados M3 y M1 con datos trimestrales y en los dos casos se ha obtenido una respuesta duradera aunque ésta se agota con mayor rapidez de lo que se observaba al trabajar con datos anuales.

La función de respuesta al impulso derivada del modelo de transferencia (8) entre las disponibilidades líquidas (M3) y el Índice de Precios al Consumo al que se llega, es la siguiente:

\[\nu (\mathrm{B}) = 0. 5 8 \mathrm{B} ^ {7} + 0. 3 5 \mathrm{B} ^ {8} - 0. 3 8 \mathrm{B} ^ {9} + 0. 1 0 \mathrm{B} ^ {1 0} + 0. 3 5 \mathrm{B} ^ {1 1}\]

con una ganancia de 1.0 debido a la restricción aplicada (9).

Si tomamos como referencia la función de respuesta al impulso que se obtenía a partir del modelo de transferencia sin restricciones (0.36B ), observamos la dificultad de identificar respuestas largas con una longitud muestral insuficiente. Sin embargo, cuando imponemos la restricción de ganancia unitaria vemos que el efecto de M3 sobre IPC se extiende a lo largo de más de un trimestre.

Por otra parte, el modelo estimado al imponer la restricción unitaria con datos trimestrales no se contradice con el que se obtenía al trabajar con datos anuales, en lo que se refiere al desfase que se produce en el efecto de M3 sobre IPC (siete trimestres en el modelo con restricción y un año en el modelo con datos agregados anualmente). Sin embargo, sí difiere en cuanto a la rapidez de la respuesta. Cuando trabajamos con datos trimestrales un 95% del efecto total parece que tiene lugar en tan sólo dos trimestres, mientras que al trabajar con datos anuales se estima una respuesta algo más lenta, consiguiéndose aproximadamente un 75% del efecto total en tres años.

Cuando se utiliza la oferta monetaria (M1) como variable input de la función de transferencia donde se impone la restricción de ganancia unitaria, la función de respuesta al impulso estimada es la siguiente:

\[\begin{array}{l} \hat {\nu} (B) = 0. 4 6 B ^ {7} + 0. 1 1 B ^ {8} + 0. 0 9 B ^ {9} + 0. 0 7 B ^ {1 0} + 0. 0 6 B ^ {1 1} \\ + 0. 0 5 B ^ {1 2} + 0. 0 3 B ^ {1 3} + \dots \end{array}\]

Comparando con la función de respuesta al impulso generada por el modelo de transferencia sin restricciones:

\[\nu (\mathrm{B}) = 0. 1 4 \mathrm{B} ^ {7} + 0. 0 3 \mathrm{B} ^ {8} + 0. 0 0 7 \mathrm{B} ^ {9} + 0. 0 0 1 \mathrm{B} ^ {1 0} + \dots\]

vemos que al aplicar la restricción g=1 se estima un efecto más fuerte y más duradero de la oferta monetaria sobre los precios.

En relación con la función de transferencia obtenida al trabajar con datos anuales, podemos observar que el efecto que se detecta en el séptimo trimestre, con datos anuales se pierde, comenzando la respuesta algo más tarde.

3.b.2. Agregados monetarios "netos" de política monetaria

Los resultados obtenidos al analizar la relación entre agregados monetarios y precios con la metodología Box-Jenkins para datos mensuales y trimestrales, parecen estar en conflicto con la teoría económica. Una explicación a este fenómeno que aparece en la literatura (Pierce, 1977), hace referencia a la existencia de estrategias de control donde el objetivo intermedio se ajusta para llevar al objetivo último de inflación sobre una senda deseada. Puesto que estas estrategias se llevan a cabo normalmente en el plazo de un año, el trabajar con datos mensuales y trimestrales puede favorecer la aparición de este efecto "feedback".

En el caso español, las estrategias de control monetario para conseguir un objetivo de inflación han existido durante gran parte del período muestral, aunque éstas hayan sido a veces imprecisas y hayan cambiado con el tiempo. Por ello, se ha hecho un intento de depurar la variable monetaria del efecto del control que la autoridad ejerce sobre ella y ver así el efecto que esta nueva variable presenta sobre el nivel de los precios. El esquema seguido es el siguiente:

- Estimación de un modelo de función de transferencia donde la variable input es una variable representativa del control monetario (X ) y la variable output el agregado monetario analizado (M ) (10);

- Especificación de un modelo estocástico bivariante en donde las variables endógenas son IPC y M descontado del efecto de X .

Las variables que podrían ser elegidas como representativas del control monetario, ordenadas desde el nivel más bajo de actuación del Banco de España, son las siguientes:

- Variables de intervención: préstamos de regulación monetaria (PRM) y operaciones de mercado abierto. Puesto que la primera variable se utiliza normalmente para inyectar liquidez en el sistema y la segunda para drenar liquidez, se podría utilizar como variable input la diferencia entre los PRM y las cesiones temporales de activos.

- Variable de control, es decir, los Activos de Caja del Sistema Bancario (ACSB).

- El agregado monetario que se pretende controlar.

- La serie de objetivos anunciados de dicho agregado monetario, como indicador de las actuaciones que el Banco de España llevará a cabo para lograr su control de forma indirecta.

Por ahora, el intento de depurar las variables monetarias del efecto del control monetario ha resultado infructuoso. Los análisis realizados no han deparado una relación con los precios más estrecha que la que se había estimado antes de tal corrección. En cualquier caso, este esquema sólo se ha aplicado al agregado más reducido (M1) y con dos de las variables que podrían ser representativas del control monetario (M3 y ACSB).

Todavía queda mucho trabajo en esta línea. Sería interesante analizar conjuntamente las tres variables fundamentales de la política monetaria en este momento (IPC, ALP y ACSB) con objeto de tener en cuenta las correlaciones existentes entre ellas. Por otra parte, se podrían considerar otros índices de precios diferentes del IPC total, pues éste está parcialmente sujeto a shocks que nada tienen que ver con las variables monetarias y que pueden encubrir la relación que se pretende estimar.

NOTAS

(1) Los datos manejados para los agregados monetarios son las medias mensuales de cifras diarias del Boletín Económico del Banco de España. El IPC desde enero de 1977 se ha tomado del Boletín Estadístico del Banco de España. El resto de las cifras para IPC se ha construido mediante un cambio de base a partir de los valores que aparecen en "Apuntes y Documentos Económicos. Economía Española. Series Históricas" del Ministerio de Economía y Hacienda (1988).

(2) En el caso de M1 sólo se dispone de datos a partir de 1969 y por ello se trabaja con una muestra algo más corta.

(3) La existencia de valores muy extremos en muestras cortas puede distorsionar los análisis realizados. Por ello, en un principio se ha optado por llevar a cabo un análisis de intervención. Sin embargo, se podría considerar la posibilidad de no intervenir y examinar el posible cambio en los resultados que aquí se presentan.

(4) El modelo US del IPC para la muestra 1969-1978, necesario para el análisis de relación con el agregado monetario más reducido, M1, se presenta en el Documento 89/10 de FEDEA.

(5) El gráfico de residuos, así como las funciones de autocorrelación simple y parcial de los mismos, obtenidos en los análisis realizados en esta sección, se pueden ver en el Documento 89/10 de FEDEA.

(6) Aparte del efecto negativo que supondría una política restrictiva en cantidades.

(7) Un análisis exhaustivo de las series y los modelos de relación a los que se hace referencia en esta sección se puede ver en el Documento 89/10 de FEDEA.

(8) Se ha trabajado con un modelo de función de transferencia a diferencia de los análisis sin restricciones descritos en el apartado anterior en los que se estimaba un modelo bivariante. La aplicación de este método de imposición de ganancia unitaria al análisis bivariante se consideró interesante. Sin embargo, relegamos este análisis para un trabajo posterior.

(9) Al intentar contrastar con esta parametrización la hipótesis de ganancia unitaria en un modelo sin restricciones, los distintos coeficientes estimados no resultaron significativos.

(10) En general se debería especificar un modelo bivariante en donde las variables endógenas son tanto como , pues es sabido que existe un mecanismo de control por realimentación entre este tipo de variables. Sin embargo, como una primera aproximación en esta línea de trabajo se ha especificado un modelo de transferencia, dejando para un estudio posterior la estimación conjunta de estas variables.

APENDICE: IMPOSICION DE GANANCIA UNITARIA. APLICACION AL CASO DE M3.

Para estimar la respuesta dinámica de los precios al dinero, se ha utilizado un método de imposición de ganancia unitaria en el modelo de transferencia que especifica la relación entre ambas variables. Dicho método se basa en la estimación de una forma transformada del modelo que expresa la relación entre el inverso de los saldos monetarios reales y la tasa de expansión del dinero.

El modelo de función de transferencia obtenido a partir de la estimación bivariante cuando el agregado monetario analizado es M3, se puede representar como:

\[\ln \mathrm{IPC} _ {\mathrm{t}} = \nu (\mathrm{B}) \ln \mathrm{M3} _ {\mathrm{t}} + \mathrm{N} _ {\mathrm{t}}\]

Al imponer la restricción , podemos escribir la función de transferencia de la siguiente forma: (Treadway, 1979).

Sustituyendo en el modelo inicial:

\[\ln \mathrm{IPC} _ {\mathrm{t}} = (\nu^ {*} (\mathrm{B}) \nabla + 1) \mathrm{B} ^ {\mathrm{b}} \ln \mathrm{M} 3 _ {\mathrm{t}} + \mathrm{N} _ {\mathrm{t}}\]

llegamos a la forma transformada

\[\ln \frac {\mathrm{IPC} _ {t}}{\mathrm{M3} _ {t - b}} = \nu^ {\prime \prime} (B) \nabla \ln M 3 _ {t - b} + N _ {t}\]

Puesto que el modelo bivariante estimado con datos trimestrales indicaba un retardo b=7 en la respuesta de los precios a las disponibilidades líquidas, se ha estimado el modelo de transferencia:

\[\ln L _ {t} = \nu^ {*} (B) \nabla \ln M 3 _ {t - 7} + N _ {t} \quad \text {donde} L _ {t} = \frac {\mathrm{IPC} _ {t}}{\mathrm{M} 3 _ {t - 7}}\]

obteniéndose la siguiente función de respuesta al impulso:

\[\hat {\nu} ^ {*} (\mathrm{B}) = - 0. 4 2 - 0. 0 7 \mathrm{B} - 0. 4 5 \mathrm{B} ^ {2} - 0. 3 5 \mathrm{B} ^ {3}.\]

Para obtener la función de transferencia que liga M3 con IPC, tenemos en cuenta la relación .

En este caso:

\[\nu^ {*} (B) = w _ {0} ^ {*} + w _ {1} ^ {*} B + w _ {2} ^ {*} B ^ {2} + w _ {3} ^ {*} B ^ {3}.\]

La relación entre los parámetros de ambas funciones de transferencia es la siguiente:

\[w _ {0} = 1 + w _ {0} ^ {*}\]

\[w _ {1} = w _ {1} ^ {*} - w _ {0} ^ {*}\]

\[w _ {2} = w _ {2} ^ {*} - w _ {1} ^ {*}\]

\[w _ {3} = w _ {3} ^ {*} - w _ {2} ^ {*}\]

\[w _ {4} = - w _ {3} ^ {*}\]

Por tanto, la función de respuesta del IPC ante un impulso en M3, a la que se llega teniendo en cuenta estas relaciones, es la que sigue:

\[\nu (\mathrm{B}) = 0. 5 8 \mathrm{B} ^ {7} + 0. 3 5 \mathrm{B} ^ {8} - 0. 3 8 \mathrm{B} ^ {9} + 0. 1 0 \mathrm{B} ^ {1 0} + 0. 3 5 \mathrm{B} ^ {1 1}\]

con una ganancia g = 1.0 debido a la restricción aplicada.

Boletín Económico del Banco de España.

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