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VOLUMEN 6, Nº2 / Agosto 2003

LA NOMINALIZACIÓN DE LA POLÍTICAMONETARIA EN CHILE: UNA EVALUACIÓN

Rodrigo Fuentes S.*Alejandro Jara R.**

Klaus Schmidt-Hebbel D.***Matías Tapia G.****

I. INTRODUCCIÓN

En agosto del 2001, el Banco Central de Chilenominalizó su principal instrumento de políticamonetaria, reemplazando la tasa de políticamonetaria (TPM) indizada a la Unidad de Fomento(UF) que usaba hasta la fecha por una TPM nominalo denominada en pesos. Esta reforma puso término a16 años de política monetaria basada en uninstrumento indizado, asimilando la conducciónmonetaria a la práctica adoptada por los demásbancos centrales del mundo que conducen políticamonetaria de manera activa. Ello se complementócon un significativo cambio en la composición dela cartera del Banco Central, reemplazandogradualmente la deuda de corto y mediano plazo enUF por deuda en pesos.

Una serie de consecuencias, tanto en la conducciónde la política monetaria como en los mercadosfinancieros, puede asociarse a este cambio en la formade implementar la política monetaria. El objetivode este trabajo es evaluar, después de cerca de dosaños de operación del nuevo esquema, los principaleselementos y resultados asociados a este.

Una evaluación preliminar del tema se realiza en elartículo de Fuentes et al. (2003), el cual presenta losobjetivos que tuvo el Banco Central al efectuar estecambio, realizando un exhaustivo análisis de ellosy de una serie de argumentos —de primer y segundoorden— en torno a los efectos de la adopción de estenuevo régimen. Esa discusión recoge el debatepresentado en una reciente edición de Cuadernosde Economía, con un artículo introductorio deRosende (2002) y artículos de discusión de Morandé(2002) y Fontaine (2002). Estos trabajos, al igualque el presente artículo, se aproximan al análisis de

la nominalización desde la perspectiva de cómo estaha afectado la efectividad de la política monetaria ya los mercados financieros.

Morandé (2002) plantea una posición favorable a lanominalización, desestimando que el cambio deinstrumento ocasione un perjuicio sobre la efectividadde la política monetaria y su capacidad de garantizaruna inflación baja y estable. Morandé (2002) se refierea dos críticas que surgieron en el debate realizado alinterior del Banco Central mientas se evaluaba laconveniencia de reemplazar la tasa de políticaindizada por una nominal. Primero, la supuestanecesidad que se tendría, bajo el nuevo esquema, dereaccionar en forma más rápida y enérgica ante shocksinflacionarios. Morandé concluye que tal necesidadno existe. Primero, porque la existencia de una metade inflación creíble provee un ancla nominal.Segundo, debido a que lo relevante es la reacción dela tasa de interés real ex ante, no resulta importante ladenominación (en pesos o UF) de la tasa de política.Aunque es cierto que, posiblemente, la tasa de interésnominal debe moverse más que la indizada, elmovimiento de la tasa de interés real ex antesubyacente es en ambos casos idéntico. Es decir, losfundamentos de conducción de la política permaneceninalterados. El segundo argumento analizado porMorandé es similar, y se refiere a que una tasa en UFtendría mayores efectos reales al operar de maneramás efectiva a través de los mecanismos de transmisióntradicionales. Sin embargo, ello sería cierto solo si latasa en UF es una mejor aproximación que la tasa

* Gerencia de Investigación Económica, Banco Central de Chile.e-mail: [email protected].* * Gerencia de Análisis Financiero, Banco Central de Chile. e-mail:[email protected]*** Gerente de Investigación Económica, Banco Central de Chile.e-mail: [email protected].* * * * Gerencia de Investigación Económica, Banco Central de Chile..e-mail: [email protected] agradecen los valiosos comentarios de César Calderón, José deGregorio, Luis Óscar Herrera, Alain Ize, Carlos Massad, MiguelÁngel Nacrur, Jorge Pérez, Claudio Soto y Rodrigo Valdés, así comolos de tres árbitros anónimos, la excelente colaboración de ErikaArraño y, especialmente, las discusiones y aportes de Rómulo Chumaceroa diferentes secciones de este trabajo.

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nominal a la tasa de interés real. Como se verá másadelante, ello no es el caso.

Fontaine (2002), en cambio, presenta una posicióncontraria a la nominalización. Su crítica plantea queel cambio se asociaría a una pérdida de efectividadde la política monetaria y a un aumento de lavolatilidad de las tasas en UF, con consecuenciasf inancieras adversas y signif icativas para losinversionistas institucionales. El argumento respectode la política monetaria se basa en suponer que latasa en UF es la relevante para la toma de decisionesprivadas, debido a su semejanza con la tasa de interésreal en un contexto de inflación baja y relativamenteestable. Fontaine plantea que los agentes utilizan latasa en UF como tasa de descuento para evaluar elprecio de los activos, ya que la práctica la haconvertido en un símil de la tasa real ex ante. Sinembargo, tal análisis ignora el proceso de arbitrajeentre la tasas indizadas y nominales, por el cualambas serían en igual medida una buena (mala)aproximación a la tasa real. Dado que, además, noexiste un instrumento perfectamente indizado,ninguna de las dos tasas logra replicar una tasa real.

Este trabajo, basándose en el artículo de Fuentes etal. (2002), centra su atención en los principalesargumentos planteados en el debate en torno a lanominalización, realizando un análisis crítico decada uno de ellos e incorporando elementos másformales en la discusión teórica y empírica respectode sus efectos. Además, presta atención a unaconsecuencia crucial de la nominalización, y queno ha sido mencionada en el debate público: laampliación del rango de la política monetaria. ¿Cuáles la relevancia de este punto? De haber seguidocon el esquema anterior de tasas indizadas, en los 20meses transcurridos desde la nominalización almenos en cuatro ocasiones el Banco Central nohabría podido aplicar la política que siguió con tasasnominales, porque esto habría significado tasas enUF negativas o nominales equivalentes negativas.

En definitiva, este trabajo combina aspectos propiosde un artículo de política económica con elementospropios de un estudio académico formal.

La estructura del trabajo es la siguiente. En lasección II se presenta una breve descripción de lahistoria reciente de la política monetaria y unadescripción de cómo se llevó a cabo el proceso de

nominalización. La tercera sección se centra en tresgrandes temas de importancia para este cambio y suimpacto en la política monetaria: la ampliación delrango para la tasa de política, la efectividad de lapolítica monetaria en el nuevo contexto y laposibilidad de que el nuevo esquema requiera decambios más intensos y frecuentes en las tasas depolítica. La sección IV está reservada para el análisisde los efectos financieros asociados a la nuevadenominación de la política monetaria y losinstrumentos asociados a ella. La última secciónresume los argumentos y concluye.

II. EL MARCO DE LA POLÍTICAMONETARIA: HISTORIA RECIENTE

Con el abandono del esquema de tipo de cambio fijoen 1982 y el desarrollo de operaciones monetarias derescate de gran parte de la banca insolvente, seinauguró un período en que el objetivo del BancoCentral de Chile fue, casi exclusivamente, lasupervivencia del sistema financiero. Con ello, laconducción de la política monetaria se resumió en lamantención de una “tasa de interés sugerida” entérminos nominales, de forma de acotar el nivel de latasa de interés de mercado. Esta situación cambió enagosto de 1985, cuando la recuperación del sectorbancario permitió dar nueva atención a la conducciónmonetaria propiamente tal. En esa fecha, el BancoCentral adoptó una política monetaria activa, basadaen una tasa definida para instrumentos cuyo principalestaba indizado a la Unidad de Fomento (UF), losPagarés Reajustables del Banco Central (PRBC) a 90,180 y 360 días, todos a una tasa de interés sobre UFdefinida ex ante, e instrumentos en pesos como losPDBC. Si bien los PDBC eran a tasas nominales,básicamente a 30 días plazo, en la práctica su tasaequivalente fue de 40 puntos base menos que losPRBC a 90 días, más la expectativa de inflación(modificada cada semana), que indicaba en formaimplícita la inflación mensual esperada, facilitandoel ajuste del mercado (una forma más sofisticada quela “tasa sugerida”) y un mejor manejo de la liquidezde más corto plazo a los bancos comerciales.

La adopción, en 1985, de una tasa de interés comoinstrumento de política, en vez de un agregadomonetario, fue motivada, al igual que en otros países,por la aparente inestabilidad empírica de lasdemandas por agregados monetarios y por la

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creencia en la superioridad comunicacional de unatasa de interés por sobre la evolución de algúnagregado monetario.1

Sin embargo, la particularidad del caso chileno fue laselección de una tasa de política indizada a la UF. Comodescribe Fontaine (2002), la elección de esta tasaindizada —y no de una tasa nominal— no se debió a laintención consciente de desplazar la composición dela cartera de los mercados financieros hacia instrumentosindizados.2 Por el contrario, simplemente reconocióque el uso de la UF estaba muy extendido y asentadoen los mercados, en virtud de la credibilidad ytransparencia de este mecanismo de indización.

Como resume el cuadro 1, el Banco Central ancló suTPM a tasas indizadas correspondientes a pasivosde distintas características y plazos a lo largo delperíodo 1985-2001. A partir de 1989, el InstitutoEmisor comenzó a licitar también pagarés a 10 añosplazo (PRC), aunque tales papeles apuntaban a laestructura temporal de las obligaciones del BancoCentral, ya que los objetivos de política monetariasiguieron implementándose a través de los papelesa menos plazo, en particular el PRBC-90. En mayode 1995, el instrumento utilizado para el objetivode tasa de interés indizada cambió, reemplazándoseel PRBC-90 por la tasa de operaciones interbancariasa un día, expresada como una tasa indizada a la UFcomo referencia. Así, el régimen de tasa indizada semantuvo en forma ininterrumpida por 16 años.

Sin embargo, las políticas económicas y la estructurade la economía chilena experimentaron profundoscambios y modernizaciones durante esos 16 años.

En particular, el marco de las políticas del BancoCentral cambió paulatina pero significativamente apartir de la autonomía obtenida en 1989. Lamodernización del esquema monetario y cambiarioconsistió en la adopción gradual de un esquemamonetario de metas de inflación a partir de 1991—proceso completado en 1999—, la crecienteflexibilización cambiaria —que culminó con laadopción de un tipo de cambio flotante en 1999—, lacontinua desregulación de los controles de capitalesdesde y hacia el exterior —con la total liberalizaciónde la cuenta de capitales en el 2000— y la mayorformalización y transparencia en los procedimientosde conducción monetaria3 a partir de 1999-2000.

Esta combinación de políticas ha aumentado lacredibilidad en la meta inflacionaria del Banco Central,siendo un factor importante para lograr una reducciónsignificativa del nivel y la volatilidad de la inflación(cuadro 1). Mientras el promedio de la inflación fue de16.9%, entre 1985 y 1995, un significativo descenso

CUADRO 1

Instrumentos para las Tasas de Política Monetaria,Niveles y Desviaciones Estándares de las Tasas de Política

y Tasa de Inflación, 1985-2002

Tasa de política

Período Instrumentomonetaria en UF (%) Tasa de inflación (%)

Desviación DesviaciónPromedio estándar Promedio estándar

1. Agosto 1985 – abril 1995 PRBC-90 5.7 1.4 16.9 5.42. Mayo 1995– diciembre 2000 Tasa interbancaria 1 día UF 6.7 1.5 5.5 1.83. Enero 2001 – julio 2001 Tasa interbancaria 1 día UF 4.0 0.5 3.7 0.54. Agosto 2001 – marzo 2003 Tasa interbancaria 1 día pesos 1.4 1.6 2.9 0.7

Nota: La tasa de política monetaria corresponde a la tasa efectiva expresada en UF en los tres primeros períodos. La tasa indicada para el período post-nominalización(agosto 2001 – marzo 2003) corresponde a una tasa ex ante real, definida como la TPM efectiva nominal menos el centro del rango meta de la inflación (3%).

1 En términos generales, el dilema entre el uso de tasas de interéso algún agregado monetario se funda en lo planteado en los artículosde Poole (1970) y de Friedman (1970). La característica común eneste tipo de análisis es que la elección del instrumento óptimo dependede las varianzas relativas de las diferentes fuentes de incertidumbreque afectan a la economía, así como de los parámetros de comportamientodel sistema. Mies y Morandé (2001) presentan un análisis de estoselementos para el caso chileno2 A diferencia de la adopción de la nominalización en 2001, que sítuvo entre sus objetivos explícitos un cambio en la composición de losactivos del sistema financiero, esta vez hacia activos nominales en pesos.3 Esta mayor formalidad se refleja en reuniones de política monetariaanunciadas con meses de anticipación, la publicación de las actas delConsejo y la publicación de un informe de política monetaria cuatrimestral.

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se observa después, llegando a un valor levementeinferior a 3% a partir de la nominalización.

III. EFECTOS DE LA NOMINALIZACIÓNSOBRE LA POLÍTICA MONETARIA

En esta sección se analizan las implicancias de lanominalización para la política monetaria. Un temacentral en torno a este punto es la equivalencia entretasa de interés real y tasa indizada. Mientras laprimera es la relevante para la toma de decisiones deinversión y consumo, la segunda es una tasa creadapara tener una protección imperfecta frente a lainflación. En la práctica, ningún instrumentofinanciero paga una tasa de interés real, entendiendocomo tal un instrumento cuya tasa de interés ex antesea igual a la tasa de interés real ex post. Así, la UF essolo un mecanismo de indización imperfecta que sereajusta sobre la base de la inflación pasada.

Los instrumentos financieros indizados reciben uninterés o premio, fijado al momento de su contratación,sobre el principal reajustado con la UF diaria. Debidoal rezago de 37 a 40 días en la indización de la UFrespecto del Índice de Precios al Consumidor, la tasaen UF no es equivalente a una tasa de interés real expost (la tasa nominal ajustada por la tasa de inflaciónefectiva) ni a una tasa de interés real ex ante (la tasanominal ajustada por la tasa de inflación esperada).Por una parte, la diferencia entre la tasa en UF y la tasareal ex post radica en la diferencia entre la tasa devariación del IPC rezagado en 37-40 días y la del IPCcontemporáneo. Por otra parte, la diferencia entre latasa en UF y la tasa de interés real ex ante es la sumade las diferencias entre las tasas de variación del IPCrezagado y el contemporáneo, y el error de proyecciónde la inflación. Ambas diferencias pueden ser, yfrecuentemente son, muy grandes en instrumentos demadurez corta (de días, un mes o tres meses) tendiendoa cero a medida que la madurez aumenta (uno, cincoo veinte años). Por lo tanto, y a la luz de la discusiónanterior, la tasa en UF es un instrumento imperfectopara todas las operaciones financieras y reales de cortoy mediano plazo para las cuales las tasas reales exante resultan relevantes.

Es importante hacer notar que esta comparación detasas de interés requiere de una tasa nominal parapoder estimar una tasa real ex ante. Sin embargo, noes posible encontrar instrumentos nominales de largo

plazo antes de la nominalización. Por esta razón, enlos gráficos 1 y 2 se comparan las tasas promedio decolocación bancaria para operaciones de 30 a 89días con las de 90 días a un año. La tasa real ex antese estima utilizando las expectativas de inflaciónpublicadas en Consensus Forecasts. La simpleinspección muestra claramente que, a medida queaumenta el plazo, ambas tasas se mueven en formaconjunta. El coeficiente de correlación aumenta de0.69 a 0.82 con el plazo, corroborando que alaumentar el plazo las tasas reales y en UF tienden aparecerse, especialmente en un contexto de inflaciónbaja sin mayores sorpresas. Como se demuestra en elapéndice, la correlación debe tender a 1.0 cuandolos plazos tienden a infinito.

Finalmente, sabiendo que la tasa de interés nominalno es la relevante para la toma de decisiones, lapregunta es cuál de las dos tasas, la nominal o laindizada, señaliza mejor la tasa relevante para losagentes. En la sección IV se demuestra que las tasasnominales y las tasas en UF están arbitradas, de loque se infiere que la tasa nominal no es una peorseñal que la tasa en UF para las decisiones de losagentes económicos.

1. Ampliación del Rangode Política Monetaria

El principal efecto que consiguió la nominalizaciónsobre el manejo de la política monetaria fue laampliación del rango de opciones de políticamonetaria. Todas las demás consecuencias para lapolítica monetaria y los mercados f inancieros,analizadas en las restantes secciones, puedenconsiderarse de segundo orden en comparación conel efecto anterior.

Este tema involucra tres aspectos de gran importancia:la ya mencionada diferencia entre tasas de interésindizadas y reales, las tasas a las cuales se realizanlas operaciones monetarias de mercado abierto y laimposibilidad de conducir la política monetaria conuna TPM indizada negativa y/o una tasa negativanominal equivalente a la TPM en UF.

En Chile, la conducción de la política monetaria sebasa en la interacción del Banco Central con losbancos comerciales a través de operaciones demercado abierto, complementadas por operacionesmonetarias de un día (operaciones de redescuento,

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líneas de crédito y “repos”). Estas acciones son laexpresión práctica de la política monetaria y seorientan a alcanzar el valor de la tasa interbancariaindicado por la TPM.

Cuando la TPM estaba indizada a la UF, la ejecuciónpráctica de la política no se hacía con papelesdenominados en esta, al no haber instrumentos demuy corto plazo definidos en tasa indizada. Por ello,las operaciones de mercado abierto se realizabansobre una tasa de interés nominal equivalente a laTPM indizada a la UF. Esta tasa de interés nominal

equivalente para las operacionesmonetarias de muy corto plazo (demadurez de uno o pocos días)corresponde a la suma del premiorepresentado por la TPM en UF y lavariación perfectamente conocidade la UF en los siguientes días (elloes un reflejo del arbitraje de tasascubierto). Los shocks de la inflaciónmensual efectiva —reflejados enla UF con el rezago indicado—repercutían directamente en shocksde la tasa de interés nominalequivalente a la TPM en UF. Por lotanto, antes de la nominalización,la TPM en UF fue la tasa ancla delsistema f inanciero, y las tasasnominales de corto plazo reflejabanresidualmente los efectos de losvolátiles shocks inflacionariosmensuales.4

Lo anterior permite destacar dosrestricciones prácticas, perocruciales, para la conducción dela política monetaria en Chilebajo el régimen indizado: laimposibilidad legal de adoptaruna TPM indizada negativa y laimposibilidad factual de implemen-tar una tasa nominal equivalentenegativa.

La imposibilidad legal se refierea que el Banco Central no podíafijar una TPM en UF inferior a 0%.5

Nótese que, en la medida que existainflación positiva, ello implica unatasa nominal equivalente mayor

GRÁFICO 1

Tasas Reales y Tasas Indizadas de Colocaciones Bancariasde 30 a 89 días, 1995-2003

GRÁFICO 2

Tasas Reales y Tasas Indizadas de Colocaciones Bancariasde 90 días a Un Año, 1995-2003

4 Esto hace abstracción de la presencia adicional del premio porriesgo inflación.5 Ello se deriva de la Ley N°18.010, que regula las operaciones decrédito de dinero, la cual establece que “constituye interés toda sumaque recibe o tiene derecho a recibir el acreedor por sobre el capitalreajustado”. De la definición transcrita se desprende que para estar enpresencia de “intereses”, debe tratarse de una suma de dinero que elrespectivo acreedor reciba o tenga derecho a recibir, lo cual suponeque existe un ingreso efectivo ya sea del dinero o del crédito que esterepresenta al patrimonio del acreedor. Del tenor del texto antedicho, seinfiere que por su propia esencia no pueden existir, desde el punto devista legal, intereses negativos, por cuanto no es factible recibir o tenerderecho a recibir una suma inferior al capital debidamente reajustado.Agradecemos a Miguel Ángel Nacrur el aclararnos este punto.

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que cero. Suponiendo que, en el mediano plazo, latasa de inflación permanece en promedio en elcentro del rango meta, la tasa más baja que se podríahaber adoptado con un esquema de tasa indizadahabría sido una tasa nominal equivalente de 3%.Ello limitaba el espectro de tasas de políticadisponible, porque los países que operan de maneradirecta con tasas nominales tienen como cota inferioruna tasa nominal de 0% (que, con inflación positivade x%, es en principio coherente con una tasaindizada de UF menos x%). En ese sentido, lanominalización de la política monetaria amplía elrango de conducción de la política que el BancoCentral puede alcanzar, permitiendo adoptar tasasde política nominales (y su contrapartida real) queantes no eran legalmente viables.

La imposibilidad factual se asocia a la tasanominal equivalente con la cual la tasa indizadase traducía en términos operativos. Si la TPMindizada era baja, la existencia de inflación negativaen un mes específico —por fenómenos puntuales oestacionales— planteaba el riesgo de que la variaciónde la UF del mes siguiente —negativa— fuera mayorque la tasa objetivo indizada. Supóngase, porejemplo, una TPM indizada de 1%. Si durante unmes particular hay deflación, tal que en términosanualizados sea mayor que ese 1%, la tasa nominalequivalente con que el Banco Central deberíaimplementar su política sería negativa. Resultaimposible operar con una tasa así, no solo por larestricción legal mencionada, sino porque induciríaal público a retirar los depósitos de los bancos y amantener solo saldos líquidos, lo que impediría,durante ese mes, conducir la política monetaria dela manera deseada. La política monetaria se

“paraliza” por un tiempo porque, en términosprácticos, la política buscada no es viable. Es fácilnotar que, cuando la inflación era más alta y laposición de la TPM se asociaba a una política másrestrictiva, observar un escenario como el descritoera difícil, y por tanto este potencial problema noresultaba de primer orden.

Ello no implica, sin embargo, que no haya ocurrido.En marzo de 1992 se produjo una situación única enel período previo a la nominalización, al hacerseimposible la ejecución de la política monetaria. Acomienzos de mes, con una TPM anual en UF de4.7% vigente (aproximadamente equivalente a unaTPM en UF mensualizada de 0.39%), se dio aconocer una variación negativa del IPC en febrero,de –0.6%. Esta situación habría significado que enel período del 9 al 31 de marzo la tasa nominalequivalente —aplicable al primer tramo de la líneade crédito de liquidez, principal determinante de latasa interbancaria— habría sido de –0.21%. Entre el1 y el 9 de abril, después de aumentarse el 1 de abrilla TPM en UF a 5.2% anual (equivalente a una tasade aproximadamente 0.43%) la tasa nominalequivalente habría sido de –0.13%.

Ante esta situación, el Consejo del Banco Centralacordó imputar una tasa de 0.4% al primer tramo dela línea de liquidez. La tasa interbancaria media fuede 0.1% durante marzo, fluctuando entre 0 y 0.2%.En respuesta a estas tasas muy bajas, pero aúnpositivas, se produjo una importante sustitución dedepósitos a plazo, depósitos en moneda extranjera ydocumentos públicos en manos del sector privado,por depósitos en cuenta corriente, los que fueron laalternativa de inversión financiera más rentabledurante el período. De esta forma, el dinero y laemisión aumentaron en 40% y 70% (tasa de variaciónmensual), respectivamente.6 Esta monetización serevirtió durante abril de 1992, en respuesta al alzade la TPM nominal equivalente. El tipo de cambionominal no reflejó un impacto significativo duranteeste episodio, probablemente debido a la falta deflexibilidad cambiaria y de arbitraje de tasas entreactivos en monedas distintas existente entonces.7

Este episodio fue extraordinario por su carácterprobabilístico excepcional: la combinación de unaTPM en UF moderada (en torno a 5% anual) con unshock deflacionario muy intenso, en circunstanciasque la tasa de inflación promedio anual aún era

6 El incremento de la emisión se realizó a través de una renovaciónde solo una fracción (10%) de los pagarés del Banco que vencían enese período. El excedente de liquidez acumulado en el período delencaje (9 de marzo a 9 de abril) se utilizó como sobrecumplimientodel encaje exigido a los bancos. En el siguiente período se neutralizóel exceso de encaje a través de operaciones de esterilización. Se agradecela valiosa información provista por Jorge Pérez sobre la experienciade marzo de 1992, incluida en esta nota y en el texto.7 Las restricciones eran producto del régimen de banda cambiaria,complementado por la opción de intervenciones intramarginales,establecida por el Banco Central precisamente en marzo de 1992.Además, la paridad cubierta de tasas domésticas y externas, con laconsiguiente respuesta del tipo de cambio nominal a cambios en ladiferencia entre tasas, estaba limitada por la existencia de un encajede 20% a los créditos externos y depósitos en moneda extranjera delos bancos comerciales.

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moderadamente elevada, llegando a 13.1% en el año1992. La importancia de esta experiencia única fueque sirvió de advertencia para períodos futuros debaja inflación, en que la probabilidad de shocksdeflacionarios sería muy superior.

Así, la convergencia de la inflación hacia el centrodel rango meta de inflación (3%) en los añossiguientes se vio reflejada en una disminucióncorrespondiente de la variación anualizada de la UF,desde un nivel promedio de 10.3% en 1990-2000hasta 2.8% en enero-julio del 2001 (cuadro 2).Además, durante el año el año 2001 se produjo ungradual relajamiento de la política monetaria,reflejado en una reducción de la TPM en UF desdeun nivel promedio de 6.6 % en 1990-2000 a 4.0%en el período de enero a julio de 2001. La combinaciónde una menor inflación y una TPM más baja se tradujoen una drástica reducción de la TPM nominalequivalente, desde 16.9% en 1990-2000 hasta 6.8%en enero-julio del 2001. También las volatilidades delas tasas de inflación y de política monetaria cayeronproporcionalmente (véase las desviaciones estándar).

Los gráficos 3 y 4 ilustran la evolución de todaslas tasas relevantes desde el 2001 hasta el 2003: la

TPM en UF efectiva que rigió antes y la TPM en UFequivalente que habría regido (sin nominalización)después de la fecha de nominalización,8 la TPMnominal equivalente que rigió antes y quehabría regido después de la nominalización, y laTPM nominal efectiva adoptada después de lanominalización. Además se verifican las bajas tasasde variación mensual de la UF, que incluyen lossiguientes meses de deflación: febrero, julio,noviembre y diciembre del 2001; enero, junio,noviembre y diciembre del 2002.

La marcada reducción de las tasas de política haciavalores cercanos a cero sugiere que ha aumentado laprobabilidad incondicional de enfrentar una TPMnominal equivalente negativa. Por lo tanto, bajo elesquema anterior, el Banco Central se estaba

CUADRO 2

Propiedades Estadísticas de las Tasas de Interés de Política (Efectivas y Equivalentes)y de la Tasa de Variación en UF, Antes y Después de la Nominalización

Antes de la Nominalización

Enero 1990 a diciembre 2000 TPM UF Variación UF TPM nominal equivalente

Promedio 6.6% 10.3% 16.9%Desv. est. 1.3% 11.2% 11.3%Prob < 0 0.0% 17.7% 6.8%

Enero 2001 a julio 2001

Promedio 4.0% 2.8% 6.8%Desv. est. 0.5% 3.5% 3.5%Prob < 0 0.0% 21.5% 2.5%

Después de la Nominalización

Agosto 2001 a marzo 2003 TPM nominal TPM UF equivalente Variación UF TPM nominal equivalente

Promedio 4.4% 1.4% 3.1% 4.5%Desv. est. 1.6% 1.6% 5.1% 5.2%Prob < 0 0.0% 18.3% 27.1% 19.4%

Nota: la probabilidad de que la variable x sea menor que cero (Prob < 0) corresponde al valor de la función de distribución acumulada evaluada en x=0,suponiendo que x se distribuye normalmente con la media y la desviación estándar indicadas en el cuadro. De esta forma, las probabilidades calculadas sonincondicionales.

8 La TPM en UF equivalente que habría regido a partir de agostodel 2001 se define simplemente como la diferencia entre la TPM nominaly 3% (el centro del rango meta de inflación). Dado que las expectativasde inflación a un año, reflejadas tanto en los instrumentos del mercadofinanciero como en la propia encuesta del tema del Banco Central,han permanecido en torno a 3%, una aproximación razonable. LaTPM nominal equivalente que habría regido a partir de agosto del2001 se define como la suma de la TPM en UF equivalente y la tasade variación de la UF del mes correspondiente.

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acercando peligrosamente alpiso de tasa nominal equivalentea cero, mucho más rápidamentede lo que ocurre con una TPMnominal. Aunque la literaturasobre cuán importante es el riesgode llegar a tasas cercanas a cerobajo esquemas de TPM nominales ambigua, este riesgo es detodas formas muy inferior al dellegar a tener que implementar unatasa nominal equivalente igual acero bajo una TPM indizada.9

Ahora bien, ¿cómo evolucionaronlas probabilidades incondicio-nales antes y después de lanominalización en Chile? Laevidencia resumida en el cuadro 2indica que, durante el período 1990-2000, laprobabilidad de observar una TPM en UF negativafue cercana a cero, valor que se mantuvo entre eneroy julio del 2001. Contrasta con ello la probabilidadbastante elevada de una variación negativa de laUF, que ya alcanzaba a 18% en 1990-2000,elevándose a 22% en enero-julio del 2001. Laprobabilidad de tener que enfrentar una TPMnominal equivalente negativa —ya verificada enmarzo de 1992— fue de 7% en el período 1990-2000,cayendo a 3% en enero-julio de 2001.

Sin embargo, las probabilidades anteriores cambiansignificativamente después de implementada lanominalización, a consecuencia de las bajas tasasde inflación mensual y las reducciones sucesivasde la TPM nominal. La probabilidad de una TPMen UF negativa aumenta desde 0% antes de lanominalización hasta 18.3% en el período posteriorque media entre agosto 2001 y marzo 2003. Por lotanto, durante dicho período la TPM en UF habríasido negativa en dos meses de cada año, lo que nohabría sido legalmente factible. Más aún, laprobabilidad de enfrentar una inflación y luegouna variación mensual de la UF negativa se eleva a27% después de julio de 2001. Es decir, tres mesesde cada año la UF cayó a lo largo del mes,probabilidad que se materializó en los mesesindicados. Como resultado del incremento de lasprobabilidades anteriores, y considerando ademásla covarianza muestral entre la TPM en UFequivalente y la variación de la UF, la probabilidadde enfrentar una TPM nominal negativa equivalentea una TPM en UF aumentó a 19% entre agosto 2001 ymarzo 2003. En otras palabras, en dos meses de cadaaño el Banco Central se habría visto imposibilitadode implementar la política monetaria deseada. Estassituaciones hipotéticas contrastan con las mayoresopciones disponibles con la política nominalizada,con la cual la probabilidad de enfrentar una TPMnominal negativa es cero en el período de agosto2001 a marzo 2003.

GRÁFICO 3

TPM en UF (Efectiva hasta Julio 2001, Equivalente desde Octubre2001) y Variación UF Anualizada

9 Desde un punto de vista teórico, cuando se considera el piso detasa nominal cero y se caracteriza la dinámica global de la economía—no solo el comportamiento de las variables en torno a su valorde estado estacionario— una regla de Taylor puede inducir trayectoriasde equilibrio donde la inflación y la tasa de interés convergen aniveles por debajo de sus valores objetivo y la regla de políticadeja de ser activa (Benhabib, Schmitt-Grohé y Uribe, 2001). Unasituación como esta puede ser caracterizada como una trampa dela liquidez, donde el Banco Central pierde su capacidad de haceruna política activa para revertir la espiral deflacionaria. McCallum(2002), por medio de simulaciones, sugiere que la probabilidad deque una economía con una TPM nominal llegue a un nivel de tasacero es pequeña. Por otra parte, Buiter y Panigirtzoglou (1999),en base a evidencia para el caso británico, presentan conclusionesambiguas respecto de la probabilidad de que la economía caiga enuna trampa de liquidez. En todo caso, la experiencia de Japón,desde hace años con tasas muy cercanas a cero, demuestra la factibilidadreal de esta situación. También se han planteado diversas solucionesen caso de que una economía entre en una situación de trampa deliquidez. Estas van desde implementar una política fiscal expansivano-ricardiana (Benhabib, Schmitt-Grohé y Uribe, 2002) hasta inducirexpectativas de mayor inflación futura mediante el manejo de agregadosmonetarios o a través de una regla para el tipo de cambio nominal(McCallum, 2002).

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Considerando la TPM nominal de 2.75% vigentea mayo del 2003, coherente con una TPM en UFequivalente de –0.25%, y suponiendo unadistribución normal de las opciones de políticacentrada en el actual 3%, bajo el esquema anteriorel Banco se habría visto imposibilitado de ejecutarsus opciones de política en más de 50% de losmeses —todos aquellos que correspondieran aposiciones de la TPM en UF equivalente pordebajo de 0%. Más aún, considerando unaprobabilidad de 29% de que la inflación mensualfuera inferior a 0.25%, y sin tomar en cuenta lacovarianza entre la TPM en UF equivalente y lavariación de la UF, la probabilidad de enfrentaruna TPM nominal equivalente negativa se habríaelevado hoy a 29% bajo el esquema anterior.

Por lo tanto, la nominalización implementada enagosto del 2001 evitó el estrechamiento del rangode opciones de política que se habría producido enel año 2002, de mantenerse el esquema de TPM enUF. Primero, porque amplió el rango potencial deopciones de política monetaria disponible para elBanco Central, al desplazar el límite inferior de tasasde política a niveles que estaban vedados poraspectos legales asociados a la definición de las tasasindizadas. Segundo, al facilitar la conducción de lapolítica monetaria en un contexto de inflación baja,que se habría dificultado aun a niveles de tasaindizada que estaban por encima del límite inferiordel esquema antiguo. La tasa nominal con la cual el

Banco Central implementa supolítica es ahora idéntica a la mismatasa de política, sin que la variaciónde la UF tenga efecto alguno sobreellas. Este es, desde el punto de laconducción activa de la políticamonetaria, el principal beneficiodel nuevo esquema, y resultacrucial para un adecuado manejode la política monetaria en uncontexto de inflación baja yestabilidad macroeconómica.

2. Efectividad de laPolítica Monetaria

La discusión sobre si la nomi-nalización puede afectar la efec-tividad de la política monetaria

—entendiendo como esta la capacidad de un bancocentral de alcanzar sus principales objetivos depolítica— involucra dos dimensiones, relacionadaspero distintas. Primero, la manera en que la nuevadef inición del instrumento afecta a la propiaconducción de política del Banco Central; es decir,si hay una variación en la respuesta que da el BancoCentral a determinados shocks que afectan laconsecución de sus objetivos. Segundo, si es que,dada una manera de conducir política monetaria,los mecanismos de transmisión de estas decisionesse alteran, cambiando su impacto sobre la economía.

Ambas se analizan a continuación. Mientras lasubsección sobre los mecanismos de transmisiónanaliza si el impacto de cambios en una tasa nominales distinto al asociado a movimientos de una tasaindizada, la siguiente subsección examina si lanominalización se asocia a cambios en el procesode toma de decisiones del Banco Central.

Los mecanismos de transmisión

La conducción de la política monetaria es, en últimocaso, un ejercicio siempre nominal. Lo que distinguea un banco central del resto de los agentes es sumonopolio en la emisión de un activo nominal (eldinero) y su capacidad de afectar los precios relativosde ese activo (el tipo de cambio, la tasa de interés) através de sus diversos instrumentos.

Dado ello, el impacto del Banco Central sobre el

GRÁFICO 4

TPM Nominal Equivalente y TPM Nominal Efectiva(desde Agosto 2001)

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ECONOMÍA CHILENA

resto de la economía se producirá directamente através de canales nominales (la cantidad de dinero,el tipo de cambio) y solo eventualmente a través decanales reales, típicamente la demanda agregada.

Bajo ciertas condiciones, el impacto nominal de lapolítica monetaria, y su capacidad de afectar el nivelde precios, es trivial, y no justificaría por sí solo laconducción de una política monetaria activa. En uncontexto de plena flexibilidad de precios einformación perfecta, la política monetaria no tendríaotro papel que satisfacer la demanda de dinero delos agentes, de forma tal que la inflación fuese bajao inexistente. Si la demanda de dinero es estable,una regla del k% a la Friedman sería suficiente enese escenario. Todas las acciones de política delBanco Central terminarían indefectiblemente solocon cambios en los precios y la cantidad de dinero—el equilibrio nominal de la economía—, sinproducir efecto alguno sobre las variables reales dela economía en ningún plazo.

La conducción activa de la política monetaria sehace interesante solo si la dicotomía entre variablesreales y nominales se rompe. La no-neutralidad deldinero, que podría existir en el corto plazo, reflejacondiciones de inflexibilidad de precios o deasimetrías de información. Si tal es el caso, loscambios en los instrumentos de política monetariase traducen en cambios en la tasa de interés real queafectan a la demanda agregada, a la vez que loscanales nominales de tipo de cambio y dinerotambién impactan el sector real de la economía.

Nótese, sin embargo, que el Banco Central nocontrola directamente una tasa real sino que, dadaalguna imperfección de mercado, es capaz de afectaresta a través de una tasa nominal. La tasa real no escontrolable en sí misma, porque no existeninstrumentos denominados en ella sobre los cualesel Banco Central tenga control. En una economíasin rigideces ni imperfecciones, no se puedeargumentar que la política monetaria dejaría de serneutral si el Banco Central def iniese una tasaindizada análoga a la tasa en UF. La tasa indizada noes más que una clase particular de instrumentofinanciero nominal, construido sobre la base de unartificio estadístico, y no es una tasa real. Nada de lamanera en que se define la tasa en UF se asocia a laexistencia o no de rigideces o asimetrías en el procesode determinación de precios. Por tanto, nada en la

definición de la UF (vis a vis una tasa nominalconvencional) se asocia per se a los determinantesde la transmisión monetaria a variables reales. Másaún, el arbitraje entre tasas nominales y tasas en UFque se observa antes y después de la nominalización(analizado en la sección siguiente) asegura que esindiferente para las decisiones de consumo einversión privada, y por tanto indistinto para el canalde transmisión a través de tasas de interés de corto ylargo plazo, si la TPM se define en UF o en pesos.

Solo si los agentes interpretaran la tasa de interés enUF como la tasa real relevante (como argumentaFontaine, 2002) la tasa en UF tendría, per se, efectosreales. Ello sería similar al modelo de informaciónasimétrica de Lucas, con los agentes confundiendoseñales reales con nominales. En tal modelo, sinembargo, la confusión se debe a que la informaciónes incompleta. En este caso el error sería más profundo,al asociarse a la interpretación equivocada que daríanlos agentes a información pública y conocida.

Fontaine no presenta evidencia concreta en respaldode su tesis. Establecer que los agentes interpretan latasa en UF como la tasa real relevante (en vez de latasa real ex ante, dadas las expectativas de inflación)plantearía serias dudas sobre la capacidad de losagentes de discriminar entre variables reales ynominales. Ello tendría importantes consecuenciaspara la conducción monetaria de muchos bancoscentrales del mundo, y para el propio esquemaescogido por el Banco Central de Chile: un anclanominal dada por la meta de inflación. Por ello, talsupuesto es muy discutible. Más aún, el hecho deque las tasas nominales y las tasas en UF se arbitranrefleja que los agentes entienden su operación y noexiste confusión con respecto a las propiedades decada tasa de mercado.

Un argumento similar, aunque más débil en susimplicancias, se refiere a la distinta capacidad comoseñal de las tasas indizadas en UF y las nominales, lacual sería mayor en las primeras. Este argumento noafirma que la tasa en UF sea una tasa real, sino que seacerca más a la tasa real que la nominal y, por ello,que sus movimientos entregarían información mástransparente —con menor ruido— respecto delos cambios esperados de la tasa real, en particularsi la política monetaria responde a un cambio enla inflación esperada. Condicional a que elcomportamiento del Banco Central sea equivalente

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con ambos instrumentos (lo que se discute en lasección siguiente), la existencia de arbitraje entretasas indizadas y nominales, la reducción en elnivel y volatilidad de la inflación, la estabilidadobservada en las expectativas de inflación,además de los argumentos planteados arriba,debilitan esta postura. Así, conceptualmente,resulta difícil entender por qué debería habercambiado la transmisión monetaria con un cambiode instrumentos en la conducción de la política, amenos que se establezcan supuestos muy fuertessobre el comportamiento de los agentes o que elcomportamiento mismo del Banco Central hayacambiado con el nuevo instrumento.

Aparte del argumento de arbitraje, una forma deevaluar si la efectividad global de la políticamonetaria ha cambiado con la nominalizaciónconsistiría en estimar las funciones de impulso-respuesta del producto y la inflación ante un shockde política monetaria para antes y después de lanominalización, basadas en estimaciones demodelos VAR. Sin embargo, esto no es factible derealizar para la muestra post-nominalización, debidoa su aún breve extensión temporal.

Un ejercicio alternativo, sin embargo, puede entregarevidencia útil. Schmidt-Hebbel y Tapia (2002)presentan resultados sobre los efectos sobre elproducto y la inflación de un shock de políticamonetaria en Chile —en el período con tasaindizada— y en otros países con metas de inflación,todos los cuales operan con tasa nominal. Estainformación está basada en simulaciones realizadaspor los propios bancos centrales de los paísescorrespondientes.

Los resultados del cuadro 3 muestran que la respuestade la inflación y el producto para un shock de tasaindizada en Chile, en el período pre-nominalización,no diferían de manera significativa de la respuestapromedio observada en 11 países con metas deinflación, que conducen su política con tasasnominales. Los efectos de una política contractivasobre el producto en Chile son parecidos en magnituda la media de los otros países, aunque en velocidadson más rápidos en Chile que en la media de países.Los efectos sobre la inflación en magnitud en Chileson inferiores a la media de países, pero en velocidadson más lentos que en la media de países. Si bien estaevidencia es muy preliminar y puede estar sujeta a

CUADRO 3

Respuestas del Producto y de la Inflación a un Aumento Transitorio de la Tasa de PolíticaMonetaria en Chile y en Once Países con Metas de Inflación

Trimestre para 50% Trimestre para 50%Máxima Caída del Efecto Máximo Máxima Caída del Efecto Máximodel Producto sobre Producto de la Inflación sobre Inflación

Australia 0.15% 2.0 0.10% 8.0Canadá 0.15% 2.0 0.06% 3.0Chile 0.33% 1.0 0.12% 6.0Colombia 0.14% 2.0 0.14% 5.0Islandia 0.50% 1.5 0.30% 3.5México 0.50% 1.0 1.00% 2.0Nueva Zelanda 0.20% 2.0 0.10% 3.0Polonia 0.19% 3.5 0.04% 6.5Reino Unido 0.25% 2.0 0.30% 6.0R. Checa 0.28% 2.0 0.20% 4.0Sud África 0.30% 3.0 0.20% 4 a 6Suiza 0.50% 4.0 0.13% 2.0Promedio 0.27% 2.2 0.21% 4.4Desviación Estándar 0.14% 1.0 0.23% 2.2

Nota: los resultados corresponden a la respuesta de la desviación del producto respecto de su tendencia y de la inflación respecto de su meta a un incrementotransitorio, por un trimestre, de la tasa de política en 100 puntos base, con una reducción discreta de la tasa de política a su nivel inicial en el trimestre siguiente,o gradual en aquellos casos en que el modelo de simulaciones incluye una función de reacción de política.Fuente: Schmidt-Hebbel y Tapia (2002).

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ECONOMÍA CHILENA

diversas críticas,10 sugiere que, a diferencia de loplanteado, la política monetaria en Chile no teníaefectos distintos por ser conducida en tasas indizadasque las políticas en tasas nominales.

Un resultado similar se obtiene al observar el éxitoen la consecución del principal objetivo de políticamonetaria, la meta de inflación. La evidenciapresentada por Corbo, Landerretche y Schmidt-Hebbel (2002) sugiere que los resultados con tasaindizada en Chile son similares a los alcanzados enotros 11 países con metas de inflación y tasanominal.11 Ello no es sorprendente, al fundarse esteesquema en la credibilidad de los agentes en un anclanominal, lo cual requiere que estos sean capaces dedistinguir de manera adecuada entre variablesnominales y reales.

En resumen, no parece derivarse de esta comparaciónsimple que la conducción con tasas indizadas enChile haya tenido efectos signif icativamentedistintos o superiores a los observados en países queusan tasas nominales. En este sentido, y acorde conlo que sugiere un análisis conceptual, la efectividadde la política monetaria no parece ser distinta contasas indizadas que con tasas nominales.

Intensidad y frecuenciaen el cambio de las tasas

El segundo punto referente a la efectividad de lapolítica monetaria no es si un determinado cambio depolítica se transmite a las economías de manera distinta,sino si la forma en que se decide acerca de tales cambiosse altera con la adopción del nuevo instrumento.

Tanto en Fontaine (2002) como en el debate internorealizado en el Banco Central al que hace referenciaMorandé (2002), se ha sugerido que el uso de unaTPM indizada tendría ventajas por sobre una TPMnominal, que se derivarían de la definición de laTPM indizada y de la aversión de los bancoscentrales a modificar su tasa de política intensa yfrecuentemente.

Este punto es similar al argumento sobre la mejorcalidad de la tasa indizada como señal de lasintenciones de tasa real del Banco Central. La TPMindizada sería superior, ya que lleva incorporada lareajustabilidad automática del principal con lainflación, a diferencia de la TPM nominal. Elloprotegería la posición de la política monetaria frentea shocks inflacionarios, evitándose con una TPMindizada la necesidad de ajustar la tasa que existiríacon una TPM nominal.

Esta diferencia entre tasas nominales e indizadassolo será un problema si, como se argumenta, losbancos centrales tienen aversión a cambiar sus tasasde política en las magnitudes y frecuencias óptimas.Esta aversión, que se traduce en inercia en lamantención de las tasas de política —reflejada lasignificancia de tasas de política pasadas en lasestimaciones de reglas de política monetaria— seríamás perjudicial con tasas nominales que con tasasindizadas, en cuanto a que las primeras deberíanalterarse en mayores magnitudes y frecuencias quelas segundas, en respuesta a un shock inflacionariocomún. La combinación de ambos argumentos haceque, frente a un mismo conjunto de preferencias yshocks inflacionarios comunes, una políticaconducida con tasas indizadas se asocie a tasas realesex ante distintas a las observadas bajo una políticacon tasas nominales.

Un ejemplo sirve para explicar este argumento.Supóngase que existe certeza en la inflaciónesperada a un año, la cual es 3% para siempre, yque la tasa de política indizada se define como UF+ 3%. Alternativamente, se podría tener una tasa depolítica nominal de 6%, (no existe premio porriesgo de inflación). Como la inflación es constante,la UF provee indización perfecta; la tasa real ex antecon ambos instrumentos es 3%.

Si la inflación esperada es ahora de 2% (constante ypara siempre), en ausencia de un cambio de políticala tasa indizada —que sigue siendo UF + 3%—todavía se asocia a una tasa real ex ante de 3%. Si lapolítica fuese en tasa nominal, en cambio, lamantención de esta en 6% implicaría un alza de latasa real ex ante a 4%, haciendo más contractiva laposición de política. Aquí entra la aversión a cambiarlas tasas: el Banco Central podría replicar —es trivialhacerlo— la tasa real ex ante asociada a la tasaindizada disminuyendo la tasa nominal en el mismo

1 0 Por ejemplo, que los modelos y técnicas de estimación difierenentre países, al igual que las funciones de reacción de los bancoscentrales. Además, la transmisión de un shock monetario va a dependerde las características estructurales de cada economía.1 1 Véase Fuentes et al. (2003) para un resumen de los resultadosempíricos esbozados en esta sección.

17


monto de la caída en inflación, pero —se argumenta—es averso a tales cambios. Con ello, un mismo bancocentral tendría una trayectoria distinta de tasas realesex ante con tasas nominales que con tasas indizadas,ya que no movería las primeras lo suficiente como paracompensar los movimientos de la inflación esperada.

Se ha planteado que existe evidencia empírica querespalda este punto, basada en la comparación delas respuestas de la política monetaria bajo tasasindizadas con las observadas bajo tasas nominales.En efecto, la evidencia empírica para Chile y paraotros países (Restrepo 1999, Corbo 2002, Taylor1995, Loayza y Schmidt-Hebbel 2002) muestra queel coeficiente de reacción de la TPM en UF en Chilea una desviación de la inflación (contemporánea orezagada) era positivo y menor que 1 (lo que implicaríaun alza en la tasa de política indizada, que será similara la real ex ante en horizontes largos), mientras quepara todos los demás países con TPM nominal elcoeficiente es también positivo y menor que 1 (lo queimplicaría una reducción de la tasa “real relevante”).

Esta evidencia, o más bien, las conclusiones derivadasde ella, puede rebatirse con que el argumentoenunciado arriba se asocia a cambios en la inflaciónesperada (y, así, en la tasa real ex ante) y no en lainflación efectiva (que se asocia a una tasa real expost, no relevante para las decisiones que se pretendeafectar). La evidencia empírica tiende a asociarse acambios en esta última y, por consiguiente, noidentifica de manera correcta la tasa real relevante(que, independiente de la denominación de la tasa depolítica, es la tasa real ex ante).

Este error de interpretación se debe a que estasestimaciones típicamente evalúan la respuesta de lapolítica frente a un shock de inflación contemporáneo(o rezagado en un mes). Ello se basa en una versiónsimple de estimación de la regla de Taylor, con shocksinflacionarios contemporáneos (o rezagados en unperíodo) como determinantes de la tasa de políticanominal. Esta especif icación —popular peroincompleta— no representa el comportamiento óptimode una política monetaria orientada hacia adelante,que reacciona a desviaciones de proyecciones de lainflación futura respecto de la meta de inflación, en elhorizonte relevante de política, que típicamente seextiende de uno a tres años en el futuro.

Por supuesto, es posible que la proyección deinflación futura dependa, entre otras variables, del

comportamiento de la inflación en el períodopresente o recién pasado. No obstante, es altamenteimprobable que shocks temporarios de inflaciónlleven a corregir la proyección de inflación demediano plazo con un coeficiente de 1. Por lo tanto,no es óptimo responder a shocks temporarios deprecios con un alza en la tasa de interés de políticanominal de la misma magnitud.

Así, el argumento de la mayor intensidad yfrecuencia requerida con una tasa nominal solo esválido cuando se hace con respecto a aumentos dela inflación esperada en el horizonte de políticarelevante, no frente a cambios temporales de rápidareversión. Si, en efecto, se está frente a un aumentoen la inflación esperada en el horizonte relevante,es cierto que la tasa nominal debe responder demanera más intensa que la tasa indizada Así, porejemplo, un shock persistente de gasto que lleva arevisar hacia arriba las proyecciones de inflación yproducto futuros, requiere de un incremento de laTPM nominal por encima del aumento en lasexpectativas de inflación, a fin de generar el aumentorequerido en la tasa real ex ante. El movimientorequerido en la tasa indizada es menor.12

¿Qué pasa con la supuesta aversión de los bancoscentrales a dar tal respuesta? El punto es cuáles sonlas preferencias de la autoridad. No hay razón parasuponer que los parámetros profundos de su funciónde utilidad vayan a cambiar con la denominacióndel instrumento. Sigue siendo cierto que, al finaldel día, el Banco Central debe mover la tasa real exante para poder lograr sus objetivos. En tal sentido,su función de reacción debe adaptarse al cambio deinstrumento, no en cuanto a responder distinto parala tasa de interés real ex ante, sino justamente en daruna respuesta que sea equivalente, con los distintosinstrumentos, en términos de esta. La únicaexplicación para que ello no fuera así es que el BancoCentral cambiara voluntariamente su función dereacción en tasas reales ex ante al cambiar ladenominación del instrumento. Ello solo podríajustificarse si hubiera un costo intrínseco asociadoa hacer “cambios de tasa”, que se pagara cada vez

1 2 Como se dijo, la tasa indizada no es igual a la tasa real ex ante.Pese a ello, frente a un shock de inflación y sin cambio de política, latasa real ex ante asociada a la tasa indizada cambia menos (cero, enel ejemplo con certeza e inflación constante) que la tasa real ex anteasociada a la tasa nominal.

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ECONOMÍA CHILENA

que se alterara la política, independiente de si la tasafuera nominal o indizada. Las tasas nominales no semoverían “como deberían” porque el Banco Centralelegiría no hacerlo. Esa es la aversión antes mencionada,sobre la cual no se dispone de evidencia empírica.

Por la brevedad del período post-nominalizaciónen Chile, aún no es factible presentar evidenciaconcluyente acerca de eventuales cambios en laestructura de la regla de Taylor empírica aplicadapor el Banco Central. Sin embargo, una revisión delperíodo post-nominalización sugiere, informalmente,que el Banco Central ha reducido intensa yrápidamente su tasa de política nominal despuésde julio del 2001. Más aún, la ya mentadaestabilidad de las expectativas de inflación,medidas tanto a través de instrumentos financieroscomo de encuestas a analistas privados, indica queno se requiere un comportamiento distinto con unatasa nominal que el que se requeriría con unaindizada. La tasa real ex ante, para el horizonterelevante, habría sido la misma de habersemantenido el instrumento indizado, obviando losinconvenientes legales y de implementaciónmencionados en la sección anterior.

IV. EFECTOS FINANCIEROS DE LANOMINALIZACIÓN

La nueva forma de hacer política monetaria y lacorrespondiente sustitución de instrumentos porparte del Banco Central de Chile puede tenerimportantes efectos sobre los mercados financierosy de capitales. Por lo tanto, en primer lugar se analizanlas implicancias sobre los portafolios de los agentesy se demuestra en qué condiciones la denominaciónde la tasa de política es irrelevante para susdecisiones. En segundo lugar se describen los efectossobre el portafolio de los bancos y las normas decalce. Finalmente, se estudia el efecto transitorio dela nominalización sobre los fondos mutuos.

1. Arbitraje entre TasasNominales e Indizadas

Un elemento central para establecer que el reemplazode la tasa indizada por una nominal es neutro en

términos del impacto de la política monetaria en laeconomía13 es la existencia de arbitraje entre ambosinstrumentos.

Esta sección provee una evaluación más detalladade ello, presentando evidencia empírica. Utilizandoun modelo de optimización simple, con un agenteque puede escoger entre bonos nominales eindizados (este modelo, basado en Chumacero(2002), se presenta en el apéndice) se obtienen doscondiciones de arbitraje entre tasas de interésnominales e indizadas. Ambas condiciones difierenen su conocimiento del valor de la unidad de fomentoen el horizonte relevante. En un horizonte máximode 36 días, la unidad de fomento es perfectamenteconocida. Por ello, en tal horizonte la condición dearbitraje está dada por:

1 1 11 (1 ) tt t

t

Ui f

U++ = + (1)

donde 1ti corresponde a la tasa de interés nominal en

el momento t para un período, 1tf es la tasa en UF

vigente en t para el mismo período, y tU representael valor de la Unidad de Fomento en t.

La condición de óptimo establece que, en tasas decorto plazo definidas dentro del horizonte de 36 días(como es el caso de la TPM), la denominación de latasa no tiene importancia, porque las tasas indizadasy nominales están perfectamente arbitradas. Elloimplica que el agente estaría indiferente entreinstrumentos denominados en cada una de estas tasas,quedando indeterminada la composición de la carteraentre ambos instrumentos.

En la práctica, la condición (1) puede no cumplirsecon las tasas de mercado por problemas deagregación espacial (entre agentes) o temporal (alo largo del mes). La ecuación (1) se refiere alarbitraje para un agente individual, mientras quelas tasas del sistema financiero son promediosmensuales de las tasas diarias reportadas por losbancos con todos sus clientes. Una segunda razónpara que no se cumpla (1) se refiere al día particulardel mes en que se realiza una operación. Para lasoperaciones a 30 días que se realizan entre el cuatroy el nueve de cada mes, la UF es perfectamenteconocida en todo el horizonte, pero para todos losdemás días no lo es. Debido a ello, el arbitrajedebería observarse en valores esperados, incluyendo

1 3 Aunque tenga un efecto beneficioso en términos de ampliar elrango de opciones disponibles.

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un componente estocástico derivado de la ausenciade conocimiento perfecto de la UF futura.14

Dado que también existe incertidumbre en todas lasoperaciones con plazos superiores a 36 días, lascondiciones de primer orden del modelo deoptimización permiten derivar una condición dearbitraje estocástico, que se cumple en valoresperado. Esta es (véase el apéndice para laderivación):

'( )(1 )

'( )

'( )(1 ) 0

'( )

t jj tt t

t t j

t j t jj tt t

t t j t

u c Pi E

u c P

u c UPf E

u c P U

b

b

+

+

+ +

+

È ˘+ Í ˙

Í ˙Î ˚È ˘

- + =Í ˙Í ˙Î ˚

(2)

donde j es el período de maduración de ambosinstrumentos f inancieros, '( )tu c es la utilidadmarginal del consumo en t, � es el factor dedescuento subjetivo y Pt es el nivel de precios en t.

¿Qué ocurre con esta condición de arbitraje en Chile?Para verlo se realiza un análisis entre 1986 y 2003,aprovechando la existencia de tasas de colocaciónen pesos y UF para el plazo de 30 a 89 días. Esimportante señalar que la mayor parte de lasoperaciones se concentra en plazos cercanos a los30 días. Dado que estas tasas son promediosmensuales para agentes heterogéneos, en algunas

transacciones hay certeza plenarespecto del comportamiento dela UF, mientras que para otras talevolución es incierta. Por ello,debería observarse una combina-ción de las ecuaciones (1) y (2). Elsiguiente gráfico muestra el ladoderecho y el lado izquierdo dedichas ecuaciones, observándosevisualmente que la evolución deambos es muy similar.

Una evaluación formal de laexistencia de arbitraje requieresuponer una forma funcionalespecíf ica para la función deutilidad y estimar el parámetroestructural. Ello es realizado porChumacero (2002), quien suponeuna función de tipo CRRA y

estima el parámetro de aversión al riesgo realizandolas pruebas de identificación correspondientes.Chumacero concluye que el arbitraje existe, y queel valor del coeficiente de aversión al riesgo seencuentra entre 3 y 4, dentro de los rangos empíricosrazonables. Ello valida los argumentos planteadosen la sección anterior sobre la conducción de políticamonetaria con el nuevo instrumento.

2. Cambios en la Volatilidadde las Tasas

Un efecto esperado de la nominalización se produjoen los segundos momentos de las tasas nominales eindizadas. Fernández (2003), utilizando distintasmedidas de volatilidad, encuentra que después de lanominalización la tasa en UF se hizo más volátil,mientras que la volatilidad de las tasas nominales seredujo. Claramente, esto está lejos de ser unasorpresa. Tal comportamiento se deduce de lamanera en que se conduce la política monetaria, enque la tasa de política no responde uno a uno a lavariación rezagada del IPC mensual (la variacióncontemporánea de la UF) sino que actúa de acuerdocon la proyección de inflación a un horizonte de 12 a 24meses. Si en la ecuación (1) se fija la tasa en UF, todos

GRÁFICO 5

Tasas de Colocación Bancariapara Operaciones de 30 a 89 Días

*Fuente: Chumacero (2002). Corregida se refiere a que corresponde al lado derecho de (1).

1 4 Esto puede ser válido para operaciones de un mes y menos, y esdefinitivamente válido para plazos superiores a 36 días.

20

ECONOMÍA CHILENA

los shocks de inflación (dados porUt+1/Ut) son absorbidos por la tasanominal. En cambio, como desdeagosto de 2001 lo que se fija es latasa nominal, el cumplimiento dela ecuación (1) implica que losshocks de inflación son ahoraabsorbidos por la tasa en UF.

El gráfico 6 muestra las tasas decolocación en pesos y en UF parael periodo entre mayo de 1994 yfebrero del 2003. Si bien la simpleinspección visual muestra que elcambio en la volatilidad relativatras agosto de 2001 es evidente,se requiere una evaluación másrigurosa para confirmarlo. El usode un test de razón de varianzastradicional no es adecuado, ya que la serie de tasasno es independiente e idénticamente distribuida,impidiendo una comparación correcta de losperíodos bajo estudio. Por ello, la estrategia empíricapasó por buscar el modelo ARMA que mejorrepresentara la serie de tasas para cada caso. De estaforma simple se obtuvo la varianza incondicionalde las series de tiempo de las tasas de interés para lospréstamos en UF y en pesos.

Cabe notar que cualquier comparación de lasvarianzas antes y después de la nominalizaciónestará fuertemente influenciada por el bruscoaumento temporal de las tasas observado enseptiembre de 1998, revertido el mes siguiente.15

Por ello, este período de comportamiento anormalse excluye, y se analiza el comportamiento de lastasas entre noviembre de 1998 y febrero del 2003.Se estimaron dos procesos autorregresivos (AR),uno para el período anterior a la nominalización yotro para el período posterior, para verificar si existeheterocedasticidad condicionada a ese evento.Como la varianza está influenciada por losparámetros de la media del proceso AR, no secondicionó al supuesto de que estos fueran igualesantes y después. Los resultados de la estimación semuestran en el cuadro 4.

El cambio experimentado por las varianzas seaprecia en el gráfico 4, que muestra los residuos alcuadrado de los modelos presentados en el cuadroanterior. Ello provee una estimación de la varianzade los residuos en cada momento del tiempo. Puedeobservarse el cambio de nivel experimentado enagosto de 2001.

Por último, la información se usa para computar lasvarianzas de las tasas de interés correspondientes a losdistintos períodos, realizándose un test F para evaluarla existencia de heterocedasticidad asociada a lanominalización, resultado que muestra el cuadro 5.

La evidencia formal, entonces, confirma lo que sugería laobservación visual, y que constituía un resultado esperado,dada la estrategia de conducción de tasas en cada momentodel tiempo: la nominalización se asoció a un cambio devolatilidad relativa de las tasas de interés, al traspasarsedesde las tasas nominales a las indizadas la volatilidadasociada a los shocks de inflación.

3. Efectos de la Nominalizaciónsobre la Estructura Intertemporalde tasas

Fontaine (2002) menciona como una consecuenciaadicional de la nominalización un cambio en laestructura intertemporal de la tasa de interés. Talefecto se debería al impacto distinto que tiene elcambio de las volatilidades sobre tasas de diferentesplazos. En particular, se argumenta que, debido al

GRÁFICO 6

Evolución de las Tasas en Pesos y en UF

1 5 En efecto, la inclusión de ese episodio lleva a encontrar evidenciade heterocedasticidad condicional autorregresiva (ARCH), fenómenoque desaparece si solo se toma el período posterior a este evento.

21

VOLUMEN 6, Nº2 / Agosto 2003GRÁFICO 7

Evolución de los Residuos al Cuadrado

CUADRO 4

Modelo AR para las Tasas de Interés de Colocaciónde 90 días a 1 año

Tasa nominal Tasa en UFAntes Después Antes Después

Constante 5.017 2.730 0.888 1.135(1.496) (1.708) (0.433) (0.813)

Tasa de interés en t-1 0.712 0.803 1.135 0.767(0.077) (0.114) (0.135) (0.153)

Tasa de interés en t-2 -0.264(0.086)

R cuadrado 0.732 0.745 0.929 0.598

Número de observaciones 33 19 33 19

Desviación estándar entre paréntesis. Antes corresponde al período de noviembre 1998 a julio 2001.Después corresponde al periodo de agosto 2001 a febrero 2003

CUADRO 5

Varianzas Incondicionales Estimadas

Varianza de Grados de Varianza de Grados dePeríodo tasa nominal libertad tasa indizada libertad

Noviembre 1998 - julio 2001 10.976 30 0.835 31

Agosto 2001 - febrero 2003 3.252 17 5.162 17

Razón de varianzas 5.957* 0.295*

* La hipótesis nula es que las varianzas son iguales. Significativo al 1%

uso de instrumentos de horizontecorto en la conducción monetaria,el impacto de la volatilidadafectaría más al nivel de las tasasde corto plazo que al de las delargo plazo. Sin embargo, elloparece contradecir el arbitrajedemostrado en la sección IV.1.El cambio de la volatilidad noparece haberse asociado acambios en niveles.

Desde una perspectiva concep-tual, el nivel de un retorno (o tasade interés) no depende de lavolatilidad del mismo, sino de lacovarianza entre el factor dedescuento estocástico y dichoretorno. Este punto queda másclaro si se utilizan las condicionesde primer orden expresadas en laecuación (1). Para las tasas nomi-nales, por ejemplo, la pendientede la estructura intertemporal detasas está dada por:

1

1 1

log(1 ) log(1 )log( ( ))

log( ( ))

j jt t

t t j t j

t t j t j

i iE m

E m

+

+ + + +

+ +

+ - += P

- P

donde

( '( ) / '( ))jt j t t j tm E u c u cb+ +

=

representa el factor de descuentoestocástico entre t y t + j, y

/t j t t jP P+ +

P =

representa el inverso de la tasabruta de inflación entre t y t + j.Solo se producirá un cambio enla pendiente si la covarianzaentre el factor de descuentoestocástico y el inverso de lainflación ha cambiado a raíz dela nominalización. Al no existirun argumento teórico que expliquecómo la denominación de la tasade política podría afectar dicha

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ECONOMÍA CHILENA

covarianza, la defensa de talpunto requeriría evidencia em-pírica, la cual —hasta dondesabemos— no existe.

4. Efectos de laNominalización sobrela Composición delPortafolio del SectorFinanciero

La nominalización se ha asocia-do también a cambios en lacomposición de la cartera deactivos del sector financiero.

Aunque la ecuación de arbitrajeno estocástico establece que paraplazos muy cortos la composiciónde la cartera es irrelevante, enperíodos más largos este resultadono se mantiene, pues cobra im-portancia para la determinaciónde los precios y, por arbitraje,para la composición de la cartera,la oferta relativa de pagarésdel Banco Central de distintasdenominaciones.

Tras adoptar la nueva política, elBanco Central comenzó a reem-plazar en el mercado sus pagarés enUF por pagarés en pesos. El ajustede precios causado por arbitraje seasoció a un cambio en la cartera deinversiones de los bancos. Ello, enrespuesta al cambio en la compo-sición de los depósitos, motivadopor la variación de precios. Elresultado final fue una reestructura-ción gradual, pero masiva y significativa, de los activosy pasivos bancarios, con los instrumentos en pesosdesplazando a los denominados en UF. Tal evoluciónpuede observarse en el cambio en la participaciónrelativa de los depósitos bancarios de corto plazo(gráfico 8) y en la caída significativa de instrumentosdel BCCh en UF en poder de la banca (gráfico 9).

Puede verse también que el aumento de la ofertarelativa de instrumentos nominales no provocó unamayor preferencia por instrumentos en dólares, comoocurre en otros países cuyo sistema financiero seencuentra dolarizado.16 Ello se debe, probablemente,a la credibilidad en el valor de la moneda queproporciona una inflación baja y estable y una políticamonetaria basada en metas de inflación creíble.

Mientras la nominalización de las inversionesfinancieras mantenidas por los bancos fue rápida,

GRÁFICO 8

Participación de los Depósitos Bancarios por Monedas

Fuente: Superintendencia de Bancos e Instituciones Financieras (SBIF)

GRÁFICO 9

Participación de los Documentos del BCChen Poder de los Bancos

Fuente: Superintendencia de Bancos e Instituciones Financieras (SBIF)

1 6 Solo hubo un aumento marginal de las captaciones y colocacionesen dólares.

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las características inherentes al negocio bancariohicieron del ajuste de las colocaciones un procesomás lento. Esta asimetría en la velocidad de ajustede pasivos bancarios (concentrados mayoritariamenteen el corto plazo) y de colocaciones provocó ciertapreocupación sobre el cumplimiento de los límitesmáximos de descalce de plazos.17 En respuesta a esto,permitiendo una transición adecuada en el sistemafinanciero, el Banco Central amplió transitoriamentelos márgenes máximos de descalce de liquidez a tresveces el capital básico.18 El gráfico 10 muestra lasdistribuciones de las observaciones mensuales, para

el período post nominalización,del cuociente entre el descalce deactivos y pasivos residuales (a 30y 90 días, respectivamente) y elcapital básico de cada instituciónfinanciera. Como se puede apre-ciar, los descalces individuales semantuvieron, en su mayoría, bajolos límites permanentes de lanormativa, y solo en casos pun-tuales estos superaron dos vecesel capital básico, aunque siemprese mantuvieron por debajo dellímite transitorio. La salud yestabilidad del sistema bancarionunca estuvo amenazada.

5. Efectos transitoriosde la nominalización

La ocurrencia de una variaciónnegativa en el IPC del mes de juliode 2001 y su efecto sobre laevolución de la UF en el messiguiente, hicieron que la nomi-nalización tuviese un efecto sobrela valorización de los fondosmutuos, especialmente los decorto plazo. Este efecto se generópor el hecho de que los instrumen-tos de corto plazo en las carterasde inversión de esos fondos seregistraban a su valor de adquisi-ción más los intereses devengados,y no a su valor de mercado.

Conocida la inflación negativa dejulio (-0,2%), la tasa en UF equiva-

lente al 6,5% nominal de la TPM era de 8.9% anual.19

GRÁFICO 10

Distribución del Descalce de Plazoa Menos de 30 Días y a Menos de 90 Días

(Período post-nominalización)

Agosto 2001 - enero 2003

Agosto 2001 - enero 2003

1 7 En su versión permanente, las normas de liquidez bancaria establecenque la diferencia entre pasivos y activos de una misma moneda, cuyoplazo residual sea inferior a 30 días, no puede exceder una vez elcapital básico de cada banco; mientras que para las operacionescon plazos residuales inferiores a 90 días la normativa permite undescalce de dos veces el capital básico.18 Esta ampliación se mantuvo durante el período agosto 2001 – mayo2002. En mayo 2002 y hasta diciembre se acercaron a los límitespermanentes, al establecer que los descalces de plazos no podíansuperar 2 y 2,5 veces el capital básico para operaciones con plazoresidual de 30 y 90 días, respectivamente.19 Equivalente aproximadamente a 0.02% diario.

24

ECONOMÍA CHILENA

De este modo, si un fondo mutuotenía en cartera un depósito aplazo adquirido a UF + 3.5%anual, su valor de mercado sereducía en 4,2% aproximada-mente.20 Si la cartera de inversionesse valorizara diariamente a preciosde mercado, ese ajuste sería inme-diato y su efecto se reflejaría en elvalor de la cuota del fondo mutuo.Dado que, a la fecha de la nominali-zación, estos instrumentos estabanregistrados a valor de adquisiciónmás intereses devengados, elvalor de las cuotas no reflejaba suvalor efectivo de mercado. Ellodejaba abierta la posibilidad de quelos partícipes que se retiraran primerolo hicieran en condiciones más ventajosas respecto dequienes lo hicieran después, a medida que el fondo tuvieseque vender instrumentos de su cartera en el mercado ycomenzara así a reconocer el ajuste de los precios.

Reconociendo esta situación, la Superintendencia deValores y Seguros (SVS) instruyó a las administradorasde fondos mutuos que ajustaran el valor de susinstrumentos en cartera a su valor de mercado los días2 y 3 de agosto. Para el caso teórico de un fondo mutuocon duración promedio de un mes, esta situacióngeneraría, tal como muestra el gráfico 11, un ajustepatrimonial equivalente a 0.45%.21 Dado que el ajusterealizado por cada administradora fue función del plazopromedio de los instrumentos que conformaban susfondos mutuos, el menor valor no fue igual en todoslos fondos. El cuadro 6 muestra el valor promedioponderado de las cuotas de todos los fondos mutuos derenta fija los días previos y posteriores al anuncio delIPC de julio. El día 3 de agosto se percibió el mayorimpacto del ajuste, el que provocó una caída promediode 0.33% del valor de la cuota de estos fondos.

Es importante recalcar que, con posterioridad a esteajuste, los fondos comenzaron a rendir, en promedio,

a la tasa en UF equivalente a la TPM de 6.5%, porlo que si un inversionista decidía permanecer en elfondo, recuperaba el valor de la cuota pre-nominalización en menos de 20 días.

V. CONCLUSIONES

Este artículo presenta una evaluación de los efectos dela nominalización en la conducción de la políticamonetaria y en los mercados financieros. Un elementocentral de la discusión es el hecho de que a plazoscortos, el horizonte relevante para la política monetaria,una tasa indizada no es igual a la tasa real ex ante. Esto,combinado con la existencia de arbitraje entre tasasindizadas y nominales, hace que la denominación dela tasa de política no afecte la efectividad de la política

GRÁFICO 11

Impacto de la Nominalización sobre el Retorno de los Fondos Mutuos de Renta Fija de Corto Plazo

CUADRO 6

Retorno Efectivo de los Fondosde Renta Fija de Corto Plazo*

$ Variación diaria

30-Jul-01 22,253 0.01%01-Ago-01 22,256 0.01%02-Ago-01 22,258 0.01%03-Ago-01 22,184 -0.33%06-Ago-01 22,190 0.03%07-Ago-01 22,194 0.02%Fuente: Superintendencia de Valores y Seguros.* Corresponde al promedio del valor de la cuota de los fondos mutuosde renta fija ponderados por el patrimonio a junio del 2003.

2 0 La variación del IPC de junio, cuyo valor afectaba la evolución dela UF los días previos a la nominalización, fue de 0.1%. De estaforma el 4.2=8.9-4.7, que equivale al nuevo valor de mercado de latasa menos el valor histórico que tenía. (4.7%=1.2+3.5=UF+3.5).2 1 Este valor corresponde a la diferencia mensual entre la nueva TIRde mercado (0.74=8.9/12) y la TIR implícita en la adquisición de losinstrumentos antes de la nominalización (0.29=3.5/12).

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monetaria. Más aún, en una comparación internacionalde políticas monetarias, Chile, cuando usaba una tasade política indizada, mostraba efectos similares sobrela inflación y la actividad a los observados en otraseconomías que operaban con meta de inflación, perocon tasas nominales.

El efecto de mayor relevancia de la nominalizaciónha sido la ampliación del rango de políticamonetaria. El nivel de estado estacionario deinflación alcanzado por la economía chilena, unidoa tasas de interés de política muy bajas, hace que, encircunstancias potencialmente frecuentes, la políticamonetaria no hubiera podido ser aplicada porqueimplicaría tener que anunciar una tasa en UF negativao implementar una tasa nominal equivalente menorque cero. A modo de ejemplo, la tasa de política de2.75% que ha imperado desde comienzos del 2003sería imposible de implementar con una tasa deinflación anual esperada que superara esa cifra.

En los mercados f inancieros, los efectos de lanominalización fueron, como se esperaba, unadisminución significativa de la volatilidad de lastasas nominales y un aumento, también significativo,de la volatilidad de las tasas en UF. Este resultado,combinado con la sustitución de la oferta relativade instrumentos en UF por instrumentos en pesoshecha por el Banco Central, hizo variar los preciosrelativos entre instrumentos, llevando a un ajuste enla composición de los portafolios bancarios en pesosy en UF. Este cambio de portafolio no se ha asociadoa una dolarización de los depósitos o colocaciones.

Los costos de la nominalización pueden serconsiderados como temporarios, con efectostransitorios sobre lo fondos mutuos. La modificaciónincorporada por la SVS, de valorar a fondo a preciosde mercado terminó con el riesgo de una potencialcorrida sobre estos fondos.

REFERENCIAS

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26

ECONOMÍA CHILENA

APÉNDICE

Para dar un mayor sustento analítico a la preguntasobre la equivalencia entre tasas de denomi-naciones distintas y los efectos financieros de lanominalización, así como a preguntas relacionadas,en esta sección establecemos un modelo deconsumo simple en que un agente debe tomardecisiones de consumo y portafolio.1

El consumidor maximiza la siguiente funciónobjetivo:

00

max ( )ttE u cb

•

Â

donde 0< � <1 corresponde al factor subjetivo dedescuento, u(.) es una función de utilidad que cumplecon u’>0, u”<0, ct es el consumo en el período t, y Eo

representa la esperanza condicional al conjunto deinformación disponible en el período 0. Este agenteenfrenta la siguiente restricción presupuestaria:

1

0

1

(1 ) (1 )

(1 )

jt jj j j

t j t j t jkt t

t jj tt j tj

t jt

j jkj t t t t

t t jj t t t

Br b i

P My

PF Uf

P

B F U Mc b

P P P

-

- - -

-

= -

-

-

=

È ˘+ + +Í ˙

Í ˙+ + ≥Í ˙Í ˙+ +Í ˙Î ˚

È ˘+ + + +Í ˙

Î ˚

Â

Â

en que yt es la dotación en t, jt jb-

es la demanda porbonos perfectamente indizados (que pagan una tasade interés real r) comprados en el período t-j y quevencen j períodos adelante, j

t jB-

es la demanda porbonos nominales (que pagan una tasa de interésnominal i) comprados en el período t-j y que vencenj períodos adelante, j

t jF-

es la demanda por bonosindizados a la UF (que pagan una tasa de interésindizada f) comprados en el período t-j y que vencenj períodos adelante, Pt es el nivel de precios en t, Ut

es el valor de la UF en el momento t y Mt son lossaldos monetarios en t.

1 Este modelo es el desarrollado por Chumacero (2002) para probarlas condiciones de arbitraje de tasas, argumento que es central paraanalizar varios de los efectos financieros del cambio en la forma dehacer política.

Las condiciones de primer orden para la selecciónde cartera son las siguientes:

'( )1( )

'( )1t j

t t t jjtt

u cE E m

u cr

b+

+

È ˘= ∫Í ˙

+ Î ˚(A1)

1

1

( )

t tt t j t jj

t j t jt

tt t j t

t j

P PE m Cov m

P Pi

PE m E

P

+ +

+ +

+

+

È ˘ È ˘= =Í ˙ Í ˙

+ Í ˙ Í ˙Î ˚ Î ˚Ê ˆ

+ Á ˜Ë ¯

(A2)

11

t jtt t jj

t j tt

UPE m

P Uf+

+

+

È ˘= Í ˙

+ Í ˙Î ˚(A3)

La ecuación (A1) muestra la condición típica de unagente en que la tasa marginal de sustitución estocásticaen el consumo es igual al retorno real, en que mt+j

representa el factor de descuento estocástico. Para elcaso de un activo que paga un retorno nominal, laecuación (A2) muestra que en equilibrio debe pagaruna tasa que es función de la covarianza entre lainflación y el factor de descuento estocástico. Cabenotar que solamente si la covarianza entre el factor dedescuento estocástico y la inflación es cero, la ecuación(A2) da origen a la ecuación tradicional de Fisher, alreemplazar la esperanza del factor de descuentoestocástico por el inverso de la tasa bruta de interésreal. Finalmente, la ecuación (A3) establece que la tasapagada por el instrumento indizado en unidades defomento debe considerar la esperanza del producto detres términos: el factor de descuento estocástico, la tasade inflación futura y la variación de la unidad defomento. Si esta última es conocida, se puede separarla variación de la UF del valor esperado, dando origena una relación entre la tasa de interés en UF y la tasanominal corregida por la variación de la UF.

De las ecuaciones (A1) y (A3) se deduce quepara considerar la tasa indizada numéricamenteequivalente a la tasa real se debe cumplir que la UFse indiza con el IPC contemporáneo:

1

1

1t t

t t

P U

P U+

+

= ,t j" (A4)

Sin embargo, de acuerdo con lo expuesto en lasección 2, existe un rezago de 37 a 40 días entre

27


la UF y el IPC. Dada la forma como se calcula elvalor de la UF, Chumacero (2002) demuestra quela expresión del lado izquierdo de (A4) es igual a:

11 2

11 2

t j t j

t t

t j t j t jt t

t j t t j t t

U P PP P

P U P P P

a a

a a

+ +-

+ + - + -

-

+ + - -

Ê ˆ Ê ˆÊ ˆ= Á ˜ Á ˜Á ˜Ë ¯ Ë ¯ Ë ¯

(A5)

Donde 9t

tda = y dt representa el número de díasque tiene el mes t. Si todos los meses tuviesen elmismo número de días, � t sería constante para todot, con lo cual si la inflación sigue un proceso

2 Se dice que una secuencia de variables aleatorias xt cont=1,2,... converge en probabilidad a x0 si se cumple que para todo e>0, 0lim ( ) 1t probb x x e

Æ•- < = .

estacionario y j Æ• el lado derecho de (A5)converge en probabilidad2 a 1. Sin embargo, tal comoargumenta Chumacero (2002), esto sucede paraplazos muy largos que no son los plazos de losinstrumentos de la política monetaria. Por esta razón,esta equivalencia entre tasa indizada y tasa real noes relevante en el caso bajo análisis.

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LA NOMINALIZACIÓN DE LA POLÍTICA MONETARIA EN … · de la política monetaria se basa en suponer que la tasa en UF es la relevante para la toma de decisiones privadas, debido a