BANCO CENTRAL DE VENEZUELA

Movilidad de capital y política monetaria en Venezuela

José Guerra / Harold Zavarce

3

BCV Cuadernos BCV Serie Técnica Resumen En este trabajo se estima el grado de movilidad de capital de la economía venezolana. La evidencia empírica usando cuatro enfoques no permite rechazar, a niveles razonables de significación, la hipótesis de inmovilidad de capital para el período 1968-1992. El bajo grado de movilidad de capital y la elección de un régimen cambiario basado en sucesivas minidevaluaciones, en un contexto caracterizado por déficit fiscales permanentes e incertidumbre política, limitan seriamente la efectividad de la política monetaria como instrumento de control de la demanda agregada y de la inflación.

Abstract This paper concerns with the measurement of the capital mobility in Venezuela during the 1968-1992 period. Four theoretical frameworks were used to assert the degree of capital mobility and the estimates unambiguously show high inmobility whatever the approach used. Taking into account the low degree of capital mobility and the exchange regimen chosen, based on periodical minidevaluations, the effectiveness of the monetary policy to manage the aggregate demand is weak. Moreover, in an environment of permanent fiscal imbalances and political uncertainty such as those faced by Venezuela lately, the role of the monetary policy is even weaker.

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Movilidad de capital y política monetaria en Venezuela José Guerra / Harold Zavarce

3

Movilidad de capital y política monetaria en Venezuela José Guerra y Harold Zavarce

Noviembre, 1993

AUTORIDADES AUTORIDADES

DIRECTORIO

Antonio Casas González Presidente

Carlos Hernández Delfino Alfredo Lafée Domingo Maza Zavala Luis E. Rivero Medina Roosevelt Velásquez Freddy Rojas Parra Representante del Ejecutivo Nacional

Teodoro Petkoff Suplente ADMINISTRACION

Antonio Casas González Presidente

Hugo Romero Quintero Primer Vicepresidente

Eddy Reyes Torres Segundo Vicepresidente

   

    PRODUCCIÓN EDITORIAL

Gerencia de Comunicaciones Institucionales Departamento de Publicaciones ISBN: 980-6395-18-2 Información: Departamento de Publicaciones BCV

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Las ideas expuestas en los Cuadernos BCV, Serie Técnica, son responsabilidad exclusiva de sus autores, quienes han realizado los trabajos que aquí publican durante el ejercicio de sus funciones en el Banco Central de Venezuela

Comité de Publicaciones

Carlos Hernández Delfino Luis E. Rivero Medina Felipe Pazos Manuel Lago Rodríguez Rafael J. Crazut Mary Batista Lorenzo Maritza Reyes Santana (Secretaria Técnica)

Indice

Introducción

9

I

La movilidad de capital definida

11

II

Los modelos teóricos

11

III

Resultados empíricos

16

IV

Implicaciones para la política monetaria

18

Conclusiones

20

Referencias

21

Introducción La determinación del grado de movilidad del capital es de fundamental importancia para la política macroeconómica, toda vez que impone restricciones al manejo de la política fiscal y monetaria. En particular, la política monetaria puede resultar totalmente ineficiente como instrumento de estabilización cuando la economía exhibe un alto grado de movilidad de capital. Una política de corte restrictivo encaminada a disminuir las presiones inflacionarias de un gasto expansivo, al inducir alzas de la tasa de interés puede causar un aumento de la oferta monetaria, debido al influjo de capitales, lo que compromete el rol de los instrumentos de política monetaria como herramientas deflacionarias. Usualmente, el grado de movilidad de capital se considera dado y los ensayos y ejercicios de política económica asumen la existencia de una movilidad de capital basada en el sentido común o en la intuición. Debido a la elevada probabilidad de equivocarse conjeturando acerca del grado de movilidad de capital, algunos autores se han abocado a elaborar estudios empíricos con el objeto de tener una idea más precisa de tan importante parámetro de la economía. Este estudio constituye una aproximación a la determinación del grado de movilidad de capital en Venezuela para el período 1968-1992 y su incidencia en la efectividad de la política monetaria. La primera parte intenta una definición de movilidad de capital para luego, en la segunda parte, hacer uso de cuatro modelos que ayudan a comprender la definición dada en la parte anterior. En la tercera parte se exponen y analizan los resultados empíricos de las estimaciones para finalmente, con base en esos resultados, considerar y evaluar las acciones de políticas monetarias instrumentadas para neutralizar los efectos adversos de una gestión fiscal deficitaria y preservar el equilibrio externo. Finalmente, se avanzan las conclusiones de la investigación.

9

I La movilidad de capital definida El grado de movilidad de capital en el contexto de una economía pequeña se define, operacionalmente, mediante la reacción del saldo de la balanza de pagos ante cambios autónomos de la demanda agregada. Si un incremento en un componente autónomo de la demanda agregada, i.e. un aumento del gasto público, causa un déficit (superávit) de balanza de pagos, entonces se dice que la economía está caracterizada por la relativa inmovilidad (movilidad) de capital. Esto se debe a que el incremento inducido en el gasto de importación asociado al crecimiento del ingreso no es compensado por la entrada neta de capital causada por el alza de la tasa de interés interna.

En lo que respecta a la perfecta inmovilidad de capital, el desmejoramiento de la balanza de pagos por el mayor gasto de importación no es ni siquiera parcialmente compensado por entradas de capitales. Por otra parte, en el caso de perfecta movilidad de capital, el alza de la tasa de interés como resultado de la política fiscal propiciará entradas de capital en exceso al mayor gasto de importación que no cesarán hasta que los tipos de interés, interno y externo ajustados por expectativas, se igualen. De todo lo expuesto se deduce que en los casos donde no existe perfecta movilidad de capital, los portafolios pueden estar en equilibrio aun cuando no se cumpla la paridad de intereses interno–externo.

II Los modelos teóricos En la literatura existen cuatro criterios de medición del grado de movilidad de capital. Ellos corresponden a mediciones indirectas basadas en contrastes de hipótesis sobre la reacción esperada de los agregados macroeconómicos bajo perfecta movilidad de capital. En consecuencia, estos criterios han sido utilizados para identificar los casos extremos de movilidad de capital, i.e. inmovilidad y perfecta movilidad de capital. El primero de estos criterios, desarrollado por Feldstein-Horioka (1980), es conocido como la hipótesis ahorroinversión. En una economía pequeña con perfecta movilidad de capital, una disminución del ahorro nacional es compensada por entradas de capital sin que se produzca un efecto desplazamiento sobre la inversión. De acuerdo con este criterio, la movilidad de capital puede ser medida mediante la siguiente ecuación: (1) It = α + βSt

11

donde: I = inversión privada real S = ahorro interno El coeficiente β de la ecuación (1) es el estimador del grado de movilidad de capital. Si β = 0, entonces la movilidad es perfecta, ya que las expansiones de demanda no desplazan la inversión debido a entradas de capital compensatorias. Contrariamente, cuando β = 1, las expansiones de demanda causan desplazamiento de la inversión. Esto implica que toda la inversión doméstica se financia con ahorro interno. Un segundo criterio es el de la paridad de intereses, el cual puede enunciarse de acuerdo a tres modalidades (I) la paridad de tasas de interés reales, (II) la paridad no cubierta de intereses, y (III) la paridad cubierta de intereses. El factor común de estas tres modalidades es que en un contexto de integración de los mercados de capitales, las tasas de interés tienden a igualarse (Frankel, 1992).

Para países en desarrollo Haque y Montiel (1990) desarrollaron un modelo para medir el grado de movilidad de capital. El elemento esencial de este modelo es el criterio de la paridad de intereses el cual debiera tender a prevalecer en economías con alto grado de movilidad de capital. Por el contrario, en economías con inmovilidad de capital la paridad de intereses no se cumple. Este modelo consiste en la estimación de la tasa de interés doméstica (i) con base en la tasa de interés externa (i*) y aquella que prevalecería en ausencia de movilidad de capital (i’) de acuerdo a la siguiente ecuación: i = ψ i* + (1 – ψ) i' ; ψ e [0,1]

Si ψ = 1 hay perfecta movilidad de capital, pues se cumple la paridad no cubierta de intereses. Por el contrario, si ψ = 0 las condiciones financieras externas no inciden en la determinación de la tasa de interés interna, de allí que no exista movilidad de capital. Dado que i' es una variable no observable, la estimación del modelo se efectúa a partir de la condición de equilibrio en el mercado monetario que prevalecería en ausencia de movilidad de capital. En este sentido, la oferta monetaria en ausencia de movilidad de capital (M’) estaría definida como: 1 M’ = M – KAp (3) donde M = oferta monetaria observada KAp = la porción de reservas debido a flujos de capitales privados y la demanda de saldos reales como:

1

(4)

(5)

log (M’/P) = log (Md/P)

Igualando (5) a (4), despejando i' y sustituyendo este resultado en (2) obtenemos la siguiente ecuación: it = β0 + β1i*t + β2 log (M'/P)t + β3 log yt

(6)

donde: β0 = –(1 –ψ) α0 /α1 β1 = ψ e [0,1] β2 = (1 – ψ) /α1 < 0 β3 = –(1 – ψ) α2/α1 > 0

(2)

donde ψ = índice de movilidad de capital

Log (Md/P) = αo + α1i + α2 log y

con α1 < 0 y α2 > 0. En consecuencia, la tasa de interés i’ será aquella que satisfaga el equilibrio en el mercado monetario.

Alternativamente, se puede derivar otra ecuación que permita estimar ψ sin necesidad de observar la tasa de interés interna. Esta ecuación puede obtenerse procediendo en dos etapas: primero, sustituyendo i' en (2) para calcular i; y segundo, sustituyendo este resultado en la ecuación de demanda de dinero. De esta manera se obtiene: log(M/P)t= π0+π1i*t+π2 log (M'/P)t+π3 log yt

(7)

donde: π0 = α ψ π 1 = α 1ψ < 0 π2 = (1 – ψ) e [0,1] π3 = α2 ψ > 0

Adicionalmente, existen dos criterios para determinar la reacción de la cuenta de capital ante cambios en los agregados macroeconómicos. El primero de ellos es el propuesto por Kouri y Porter (1974), quienes basados en un modelo de equilibrio

Esta expresión puede ser obtenida sustituyendo en la identidad de la oferta monetaria (M= R-1 + D + ∆R) la de la balanza de pagos (∆R = CA + KAG + KAp) restándole KAp.

12

Y = Ingreso

general de cartera, derivan una ecuación estadísticamente estimable que ayuda a determinar el grado de movilidad de capital. El modelo trata del mecanismo mediante el cual se alcanza el equilibrio en el mercado financiero en una pequeña economía abierta con tipo de cambio fijo y sus supuestos más importantes son:

W = Riqueza doméstica R = Tasa de interés interna R* = Tasa de interés externa. En el mercado de bonos domésticos el equilibrio viene dado por:

— Los cambios en el ingreso, precios y riqueza son exógenos.

B = H (Y, W, R, R*) + F (Y*, W*, R, R*) con HW, HR, > 0; > HR* < 0, Hy > (9) < 0 ; FR > 0, FR* < 0; Fy*, FW* < 0

— Los factores monetarios no influyen en las variables reales.

donde: B = Acervo de bonos públicos mantenidos por el sector privado

— Los cambios en el componente doméstico de la base monetaria inducen recomposiciones de cartera que propician flujos de capital y variaciones de las tasas de interés.

H = Demanda doméstica de bonos domésticos F = Demanda externa de bonos domésticos

— Existen tres tipos de activos financieros: base monetaria, bonos domésticos y bonos externos.

Y* = Ingreso externo W*= Riqueza externa.

El modelo Kouri-Porter (1974) es reformulado para el caso de minidevaluaciones, incorporando el tipo de cambio como determinante del valor de la riqueza en moneda doméstica, Branson (1977), con lo cual se hace exógena su evolución. El mismo está constituido por tres ecuaciones estructurales que estilizan el equilibrio en los mercados de dinero base, bonos domésticos y externo. En el mercado de dinero base (Ms) el equilibrio viene dado por:

El equilibrio en el mercado de bonos externos asegura la satisfacción de la demanda interna de estos instrumentos con independencia de su nivel ya que suponemos una economía pequeña. Así, B* = e J (Y, W, R. R*) con JW, JR* > 0 ; JR < 0, Jy > 0;

J = Demanda doméstica de bonos externos

(8)

LR, LR* < 0

(10)

donde:

e = Tipo de cambio nominal. AEN = Activos externos netos

Las tenencias de activos por parte de los residentes está sujeta a una restricción de riqueza, W,

ADN = Activos domésticos netos L = Demanda de dinero base

W = L + H + eJ

13

(11)

– J ∆e – e Jy ∆Y – eJR* ∆R*

Además, los cambios en los activos externos netos están dados por: ∆ AEN = K + CC

(12)

donde:

b3 = J ∆ e

Resolviendo el sistema para K obtenemos: 3 K = βo∆R* + β1∆Y + β2∆e + β3∆ADN + β4CC + β5∆Y* + β6∆W*

K = Cuenta de capital de la balanza de pagos

(17)

CC = Cuenta corriente de la balanza de pagos

donde:

y la cuenta de capital de la balanza de pagos queda definida mediante los cambios en la tenencia de activos externos (domésticos) de los residentes (no residentes).

βo = – [(eJR – FR) LR* + (FR* – eJR*) LR] / (HR + FR) < 0

K = ∆F – ∆ (e J)

(13)

Finalmente, los cambios en los activos domésticos netos del banco central se corresponden con el saldo neto de las operaciones de mercado abierto. ∆ ADN = ∆ B

β6 = – (LR FW*) / (HR + FR) > 0

(15)

La segunda ecuación es (13) y la tercera es el diferencial de (11) respecto a e 2. El sistema para K, ∆R y ∆W puede expresarse como:

[ ][][] LR

LW

K

1

eJR–FR

eJW

∆R

0

0

1

∆W

b2

En el caso extremo de perfecta movilidad de capital, supondremos que HR y JR* tienden a más infinito mientras que HR* y JR se aproximan a menos infinito. Es decir, un pequeño cambio en las tasas de interés genera una sustitución infinita entre activos. Sin embargo, los cambios en las tenencias de activos son convergentes a un valor finito debido a la restricción de riqueza. Así tenemos que normalizando el tipo de cambio a la unidad: lim K = (LR + LR*) ∆R* + Ly ∆y + JLw∆e – ∆ADN – CC

b1

=

β3 = – (FR – eJR) / (HR + FR) < 0

β5 = – (LR FY*) / (HR + FR) < 0

El modelo puede reducirse a tres ecuaciones. La primera se obtiene diferenciando totalmente la ecuación (8) y sustituyendo (12) en ese resultado, así:

–1

β2 = –J[(eJR – FR) LW – eJWLR–LR] / (HR + FR) > < 0

β 4 = β3 < 0

(14)

K + CC + ∆ ADN = ∆ L

β1 = – [(eJR – FR)LY – LReJy] / (HR + FR) > < 0

(18) (16)

b3

donde:

b1 = ∆AND + CC – Ly ∆Y – LR* ∆R* b2 = Fy*∆Y* + FW* ∆W* + FR* ∆R*

H R , JR *

∞

HR*, JR

∞

Las relaciones (17) y (18) son el fundamento para la construcción de la prueba de movilidad de capital. Con base en (17) podemos estimar la siguiente ecuación:

2

Los cambios en la riqueza son estrictamente atribuibles a un efecto valuación por modificaciones en la paridad cambiaria.

3

En la solución del sistema debe considerarse las restricciones LW+HW+eJW= 1 y Li+Hi+eJi = 0, i = Y,R,R*. El jacobiano del sistema es no nulo e igual a (HR+FR)< 0.

14

K t = αo +α1 ∆R* t +α2 ∆Y t +α3 ∆e t +α4 ∆ADN t +α5 CC t + α6 ∆Y* t +α7 ∆W*+u t

donde:

(19)

Et = Tipo de cambio real Rt = Logaritmo de las reservas internacionales, netas de los flujos de capital público en términos de bienes internos.

La ecuación (18) establece que en el caso de perfecta movilidad de capital, los signos esperados son: α1< 0, α2 > 0, α3 > 0, α4 = α5 = –1, α6 = α7 = 0.

yt = Logaritmo del producto real

Para evitar el sesgo de simultaneidad en la estimación debido al efecto de las variables monetarias sobre las reales, se sugiere que la estimación se efectúe con datos trimestrales. La ecuación (19) permite obtener, a partir del estimador de ∆ADN, el coeficiente de compensación del crédito interno neto sobre los flujos de capital. Cuando α4 = –1, un aumento (disminución) del crédito doméstico propiciará una salida (entrada) neta de capital equivalente, lo cual implica perfecta movilidad de capital. Si α4 = 0 podría presumirse la presencia de inmovilidad de capital. Finalmente, el segundo criterio para modelar la balanza de capitales consiste en el enfoque de flujos mediante el uso de una ecuación reducida de balanza de pagos similar a la sugerida por Dornbusch (1991). La ecuación en referencia fue modificada ligeramente para incluir un factor autónomo que afecta la variación de reservas en Venezuela, como lo es las exportaciones petroleras. Adicionalmente, las reservas internacionales fueron ajustadas por los flujos de capital del sector público.

r = Tasa de interés pasiva interna

La ecuación a estimar es: ∆Rt = αo–α1 yt+α2Et+α3(r-r *-ê) t+α4XPt+ut

(20)

α1< 0, α2,α4> 0 y α3 ≥ 0

15

r* = Tasa de interés pasiva externa ê = Tasa esperada de depreciación del tipo de cambio nominal XP = Logaritmo de las exportaciones petroleras u = Término de error El término (r-r*- ê) corresponde a la paridad de intereses real no cubierta. Para el caso venezolano, esta variable es relevante por cuanto la tasa de interés nominal interna estuvo controlada durante la mayoría de los años del período bajo estudio. Un aumento del nivel de ingreso deteriora la balanza de pagos, en tanto que aumentos de la paridad de intereses no cubierta, del tipo de cambio real y de las exportaciones petroleras contribuyen a mejorar la balanza de pagos. Si el coeficiente α3 es igual a cero, estaremos en presencia de inmovilidad de capital, toda vez que un aumento de la paridad no cubierta no causa recomposiciones de cartera. Adicionalmente, α2 nos permite contrastar la condición MarshallLerner.

III Resultados empíricos La estimación del modelo FeldsteinHorioka, ecuación (1), se realizó en los niveles de cada variable para el período 1968-1992. Los resultados fueron los siguientes:4

R2 = 0.60 DW = 1.48 F = 9.75 Test LM (Correlación Serial) F = 1.42 Test ARCH (Heterocedasticidad) F = 7.46 Log (M/P)t=1.65+ - 0.003 i*t+ 0.81 log M'/Pt+ 0.03 Yt (0.17)

(6.32)

(0.08)

Log It = 1.14 + 0.87 log St – 2.17 D89

R2 = 0.77 DW = 1.29 F = 21.88 Test LM (Correlación Serial) F = 2.77 Test ARCH (Heterocedasticidad) F = 0.04 R2 = 0.88 DW = 1.32 F = 80.97 Para la ecuación (6), el valor de ψ se obtiene Test LM (correlación serial): F = 2.48, directamente a partir del coeficiente * Test ARCH (Heterocedasticidad): F = 1.18 estimado de i t, el cual no es estadísticamente distinto de cero. De acuerdo con estos resultados, el Asimismo, en la ecuación (7), parámetro β es estadísticamente diferente de ψ = 1 – π = 0.190, el cual no es 2 cero pero no diferente de uno a cualquier estadísticamente diferente de cero. Ambos nivel de significación razonable. Esto resultados permiten aceptar la hipótesis de implica que durante el período de análisis inmovilidad de capital. hay evidencia para aceptar la hipótesis de Aunque en el caso de la ecuación (6) inmovilidad de capital. No obstante que el el test ARCH no permite aceptar la hipótesis test Durbin-Watson es indeterminado en la de igual varianza de los errores, en la detección de correlación serial, el test LM 5 ecuación (7) esta hipótesis no puede ser es concluyente en la aceptación de la rechazada, lo que implica que el estimador hipótesis de no autocorrelación serial, toda del grado de inmovilidad de capital obtenido vez que ésta puede ser rechazada con una de esta ecuación es eficiente. probabilidad de 12.98%. El test ARCH En cuanto a la estabilidad de los sugiere que la varianza de los errores es coeficientes estimados, tanto el test de constante. Chow como el de los residuos recursivos, El término D89 es una variable indican que hubo un quiebre estructural que artificial que recoge el cambio abrupto afectó el comportamiento de las variables. experimentado por los componentes del En particular, de acuerdo al test de residuos modelo a raíz del ajuste recesivo de 1989. recursivos, el punto de inflexión en la La estimación del modelo Haquetendencia de las variables ocurrió en 1989, Montiel, con base en las ecuaciones (6) y (7) año en el cual Venezuela comenzó mediante mínimos cuadrados ordinarios, a experimentar los cambios económicos más indican que la ecuación (7) logró un mejor dramáticos de los últimos cincuenta años, ajuste. Los resultados fueron los siguientes: a partir de la instrumentación del programa de ajuste macroeconómico. Sin embargo, it = -685.9 - 0,004i*t - 5.19 log (M'/P)t + 59.03 log yt este resultado no invalida la conclusión (- 0.08) (-1.46) (5.09) (12.37)

(–4.64)

4

Los valores en paréntesis corresponden al estadístico t.

5

El test LM (Multiplicador de Lagrange) es una prueba más precisa para detectar la correlación serial y su distribución corresponde a una F.

16

acerca del grado de movilidad de capital para el período 1989-1992. La versión adaptada para minidevaluaciones del modelo Kouri y Porter, se estimó para el primer trimestre de 1989-segundo trimestre de 1993, con el objeto de evaluar el grado de movilidad de capital a partir de la implantación del programa de estabilización y apertura comercial. Los resultados fueron los siguientes:

hipótesis de movilidad de capital. Esto es indicativo de la exogenidad de la cuenta de capital privado y, en consecuencia, se puede inferir la existencia de inmovilidad de capital. Las pruebas de estabilidad de los coeficientes estimados muestran que los mismos son estables a lo largo del período bajo estudio. El modelo de flujos para determinar la movilidad de capital con base en la ecuación (20) en logaritmos para el período 1969-1992, arrojó los resultados siguientes:

Kt = – 42.700 + 0,31∆Y - 8.486 ∆R*+ 0.30∆ADN(2.55)

(–0.35)

(1.63)

∆Rt= 35.04 - 3.35Yt - 0.81 Et - 0.006 (r-r*- ê) + 0.78 XPt

0.12CC + 5.555∆e (–1.00)

R2 = 0.65

(–3.75)

(1.33)

DW = 2.39

R2 = 0.58

F = 3.99

(2.04)

(1.47)

DW = 2.08

(2.73)

F = 6.07

Test LM , F = 0.59

Test LM, F = 0.05

Test ARCH, F = 0.56

Test ARCH, F = 0.31

donde: Kt = Flujo neto de capital privado total en moneda nacional

Como se observa, todos los coeficientes estimados tienen el signo esperado y son significativos. Similarmente los tests de correlación serial (DW y LM) y heterocedasticidad no comprometen las propiedades estadísticas de la regresión. Adicionalmente, las pruebas relativas a la estabilidad de los coeficientes en general y del coeficiente de (r- r*- ê) en particular, sugieren que los mismos son estables durante el período analizado. Debido al hecho que α3 no es estadísticamente diferente de cero, no es posible rechazar la hipótesis de inmovilidad de capital. Esto corrobora el resultado de las pruebas anteriores, los cuales indican que la economía venezolana exhibe un alto grado de inmovilidad de capital.

∆Y = Variación del PIB nominal ∆R*= Variación de la tasa de interés externa (LIBOR) ∆ADN = Variación del crédito interno neto CC = Saldo de la cuenta corriente en moneda nacional ∆e = Variación del tipo de cambio nominal. El coeficiente de compensación es el estimador de α4 en la ecuación (19). Según la estimación realizada, su valor no es estadísticamente distinto de cero, así como los del resto de las variables explicativas con excepción de ∆Y, por lo cual se rechaza la

17

IV Implicaciones para la política monetaria A partir de marzo de 1989, el gobierno venezolano instrumentó un programa de ajuste macroeconómico con liberalización comercial y de la cuenta de capital. Este programa consistió en la desregulación de los mercados de bienes y de activos, la adopción de un sistema de flotación manejada, una importante reducción arancelaria y la eliminación de las restricciones cuantitativas. Sin embargo, a partir de 1990, no se adoptaron medidas tendientes a lograr un ajuste fiscal que evitara la incurrencia de déficit permanentes, los cuales fueron atenuados por la política de privatización de empresas públicas. En este contexto, el Banco Central de Venezuela aplicó una política monetaria de corte restrictivo, mediante la emisión de pasivos no monetarios (bonos cero cupón) de alta liquidez, bajo riesgo y de corto plazo, para moderar la incidencia de la expansión fiscal sobre los precios y el equilibrio externo. Durante 1990 y 1991, esta expansión fiscal no se manifestó en déficit en la balanza de pagos por los ingresos extraordinarios de divisas provenientes de la privatización y del petróleo asociados éstos a la crisis del Golfo Pérsico. No obstante, la postergación del anunciado ajuste fiscal y la reducción de los flujos de divisas del sector público, dieron lugar en 1992 a la aparición de un déficit en balanza de pagos, a pesar del alto rendimiento relativo de los activos financieros domésticos como consecuencia de la expansión fiscal y la restricción monetaria. Como lo sugiere la evidencia empírica, la economía venezolana exhibe un bajo grado de movilidad de capital que aunado a la adopción de un régimen de minidevaluaciones, incertidumbre política y desequilibrio fiscal permanente, debilita significativamente la efectividad de la

política monetaria en el manejo de la demanda agregada. Esta circunstancia puede ser analizada mediante el uso del modelo Mundell-Fleming (1968). La pendiente infinita de la función FB (equilibrio externo) indica que no existe un nivel de tasa de interés capaz de restablecer el equilibrio externo ante una expansión de la demanda agregada. Una expansión fiscal (desplazamiento de ISo a IS1) acompañada de una incidencia expansiva sobre la base monetaria (desplazamiento de LMo a LM1) determina un déficit de balanza de pagos asociado con el aumento del ingreso (punto 2). Adicionalmente, como consecuencia de la crisis política de los años recientes que se manifiesta en incertidumbre cambiaria, se produjo un incremento de las salidas netas de capital privado. Esto se aprecia a través de un desplazamiento hacia la izquierda de la función FB (de FBo a FB1) que representa el ajuste recesivo requerido en el nivel de ingreso para restablecer el equilibrio externo. La corrección del desequilibrio externo se lograría a través de una significativa contracción de la oferta monetaria, en virtud del bajo grado de movilidad de capital, que posicione la curva LM (no dibujada) hasta el punto 5. Si la contracción monetaria mencionada se instrumenta a través de operaciones de venta de bonos cero cupón en el mercado abierto, el restablecimiento del equilibrio interno y externo se logrará a un costo elevado y será transitorio. El desequilibrio externo se ampliará al momento del rescate de los bonos tal como lo ilustra el punto 4. A partir de 4, una vez agotada la capacidad de endeudamiento del Banco Central, se crea el dilema de restituir

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el equilibrio externo mediante una maxidevaluación (desplazamiento de FB1 hasta el punto 4) y/o mediante una considerable desmonetización cambiaria (desplazamiento de la LM desde el punto 4 hasta 5). Sin embargo, existe una mezcla de instrumentos de política monetariocambiaria que minimiza los costos del ajuste si el incremento del riesgo-país es transitorio. Esta combinación consiste en instrumentar una devaluación y/o una pérdida de reservas internacionales para contrarrestar la incidencia permanente del déficit fiscal y una colocación neta de bonos para neutralizar la incidencia transitoria de la incertidumbre, siempre que se sincronice la estructura temporal del vencimiento de los bonos con la de la reducción del riesgo a sus niveles iniciales. Gráficamente esto

i

puede observarse como el paso de 2 a 3, para una pérdida de reservas internacionales que compense en shock fiscal permanente y por el movimiento de 3 a 5, a través de la colocación de bonos cero cupón. Cuando la incertidumbre cese y simultáneamente se rescaten los bonos, el equilibrio general se restablece en el punto 3.6 En consecuencia, el control de la incidencia monetaria de un déficit fiscal permanente mediante la emisión de bonos cero cupón, sólo restablece transitoriamente el equilibrio externo, al costo de una mayor devaluación o pérdida de reservas internacionales. No obstante, el control que puede ejercerse mediante este instrumento es efectivo cuando se trata de compensar shocks transitorios en los mercados monetario y cambiario.

FB1

FB0 LM1

5 3

1

LM0

2 4

IS1

IS0 y

0

Gráfico 1. Efectividad de la política monetaria con inmovilidad depolítica capital, monetaria Gráfico 1 Efectividad de la shock fiscal e incertidumbre. con inmovilidad de capital,

Shock fiscal e incertidumbre

6

La monetización neta por el pago de intereses de los bonos podría ser compensada bien con moderadas pérdidas de reservas y/o minidevaluaciones. Otra opción sería controlar el desequilibrio transitorio mediante el manejo del encaje legal, en circunstancias cuando la capacidad de endeudamiento del Banco Central está restringida.

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Conclusiones Con base en los modelos de ahorro-inversión, de la paridad de intereses, de equilibrio de cartera y una ecuación reducida de balanza de pagos, se estimó el grado de movilidad de capital de la economía venezolana para el período 1968-1992. De igual manera, para tomar en consideración el efecto de los cambios introducidos con motivo de la puesta en práctica del programa de ajuste macroeconómico con apertura comercial y de la cuenta de capital a partir de 1989, se efectuaron estimaciones sobre movilidad de capital con datos trimestrales para el período primer trimestre de 1989-segundo trimestre de 1993. Los resultados de las regresiones, basados en los cuatro métodos mencionados, sugieren que la economía venezolana exhibe un alto grado de inmovilidad de capital. Estos resultados son los mismos independientemente del período de análisis seleccionado, lo cual es indicativo de lo robusto de la estimación. Una vez identificado el grado de movilidad de capital, el análisis de las acciones de política para enfrentar un desequilibrio fiscal permanente con incertidumbre política concluye que la instrumentación de una política monetaria de corte restrictivo mediante el uso de bonos cero cupón, sólo posterga el logro del equilibrio externo al costo de una mayor devaluación o pérdida de reservas internacionales. No obstante, el control que puede ejercerse mediante este instrumento es efectivo cuando se trata de compensar shocks transitorios en los mercados monetario y cambiario.

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