Polıtica monetaria anticipada y no anticipadaen el mercado interbancario europeo

Jose Miguel Navarro–AzorınDepartamento de Economıa

Universidad Politecnica de Cartagena

Preparado para el IX Encuentro de Economıa Aplicada(version preliminar: 25 de febrero de 2006)

Resumen

La clasificacion de las decisiones de polıtica monetaria como anti-cipadas o no anticipadas es crucial para una correcta evaluacion de susefectos sobre los tipos de interes de mercado. En el trabajo estudia-mos el impacto de las decisiones de polıtica monetaria adoptadas porel BCE sobre los tipos de interes EURIBOR. Los resultados obtenidossugieren: (1) las decisiones del BCE han sido en general anticipadaspor el mercado; (2) el efecto de las decisiones no anticipadas es demagnitud significativamente superior al de las anticipadas.

Palabras clave: polıtica monetaria, tipos de interes, BCE.

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Introduccion

Desde el momento en que el Banco Central Europeo asumio la responsa-bilidad de la polıtica monetaria en la eurozona, ha desarrollado su actividaden el contexto de un nuevo marco operativo caracterizado por su flexibilidady orientacion al mercado. La puesta en marcha de todos los mecanismos einstrumentos que definen este nuevo marco operativo ha supuesto un im-portante cambio, especialmente en el mercado interbancario. Desde 1999 lasinstituciones de credito en la eurozona operan en un mercado interbancarioglobal y bajo unas reglas de juego sensiblemente distintas, no solo por el cam-bio en los procedimientos operativos de la polıtica monetaria sino tambienpor cambios en la infraestructura del propio mercado, con la introduccion deun sistema de compensacion/liquidacion en tiempo real (TARGET).

El mercado interbancario sirve como enlace entre la polıtica monetariay el conjunto de los mercados financieros de la economıa. El mecanismo detransmision de la polıtica monetaria se pone en marcha en el mercado in-terbancario y los tipos de interes negociados en el mismo son una referenciabasica para la formacion de otros tipos de interes y precios de activos finan-cieros a mas largo plazo y posiblemente con una incidencia mas directa enlas decisiones de ahorro e inversion. Por este motivo, para los bancos cen-trales es importante que los tipos de interes en este mercado sean en todomomento compatibles con el tipo de interes de referencia de la polıtica mone-taria. Pero al mismo tiempo, es tambien importante que los tipos de interesdel interbancario reflejen las condiciones de liquidez de la economıa, un datofundamental para la implementacion de la polıtica monetaria.

Los miembros del Consejo de Gobierno del BCE han subrayado en repeti-das ocasiones que la efectividad de la implementacion de la polıtica monetariaesta condicionada por la capacidad de los mercados financieros para entenderlas decisiones del banco central. El exito de la implementacion de la polıticamonetaria depende no solo de la seleccion de los instrumentos y procedimien-tos que definen el marco operativo, sino tambien de la existencia del suficientegrado de sintonıa entre mercados financieros y autoridades monetarias. Porsupuesto ambos elementos no son estrictamente separables ya que el uso deuno u otro instrumento y su definicion concreta puede facilitar o entorpecersignificativamente una lectura correcta de las intenciones del banco centralpor parte de los mercados.

El marco operativo del BCE parece haber cumplido aceptablemente susobjetivos y, como resulta evidente, no ha estado sometido a las mismas crıti-

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cas que la estrategia en dos pilares de la polıtica monetaria unica.1 La cuestionsubyacente es en todo caso si este marco operativo ha contribuido a configu-rar un entorno estable que facilite la transmision de la polıtica monetaria enla eurozona. El mercado interbancario es la primera fuente de informacionrelevante para responder a esta pregunta; el funcionamiento de este mercadodepende en gran medida de la implementacion de la polıtica monetaria, peroaunque el BCE puede controlar con bastante precision el comportamiento delos tipos de interes a menor plazo, y en especial el tipo de interes a un dıa,conforme pasamos a vencimientos mas largos, las expectativas sobre el tipode interes oficial juegan un papel mas importante. Y la estabilidad de estasexpectativas esta estrechamente vinculada a la capacidad del banco centralpara transmitir senales claras acerca de sus intenciones o, alternativamente,a la predecibilidad de las decisiones del banco central.

El comportamiento de los tipos de interes del mercado interbancario euro-peo (tipos Eonia y EURIBOR) ha sido objeto de diversos trabajos recientes(Perez-Quiros y Rodrıguez, 2001; Gaspar et al., 2001; Hartmann et al., 2001;Wurtz, 2003; Cassola y Morana, 2003, entre otros). La conclusion generalque se extrae de su lectura confirma la estrecha relacion existente entre lascaracterısticas del marco operativo de la polıtica monetaria disenado por elBCE y el comportamiento de los tipos de interes, y en especial, del tipoEonia.

Este capıtulo se suma a esta literatura con nuevos resultados empıricosacerca de los efectos de la polıtica monetaria sobre los tipos de interes Eoniay EURIBOR a uno y tres meses. De acuerdo con la teorıa de expectativas dela estructura temporal, los tipos de interes a mayor plazo son un promedio deltipo a menor plazo actual y de la expectativa sobre su trayectoria futura; con-secuentemente, el impacto de la polıtica monetaria sobre los tipos de interesdepende de su capacidad para influir sobre el nivel corriente del tipo a mascorto plazo y, en especial, sobre las expectativas de los agentes participantesen el mercado. Cuando las decisiones de polıtica monetaria son anticipadaspor el mercado, su contenido informativo es pequeno y solo inducen una pe-quena revision de las expectativas, y el impacto sobre los tipos de interessera mas bien reducido. Consecuentemente, para evaluar correctamente elefecto de la polıtica monetaria sobre los tipos de interes es crucial diferenciarla parte anticipada y no anticipada de la polıtica monetaria. Para separar loscomponentes anticipado y no anticipado de cada decision de polıtica mone-taria del BCE, utilizamos la metodologıa propuesta en Soderlind y Svensson

1Aunque conviene no olvidar que, a diferencia de lo que sucede con su estrategia, el BCEse ha mostrado mas receptivo a la hora de introducir cambios en sus procedimientosoperativos.

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(1997), basada en el supuesto de que los tipos forward implıcitos en la curvade tipos reflejan las expectativas de los agentes participantes en el mercado.

Ademas, enfatizamos el papel desempenado por dos relaciones de equili-brio a largo plazo entre los tipos de interes. La primera de estas relacionesresulta como una implicacion de la teorıa de expectativas segun la cual eldiferencial entre tipos de interes con diferentes plazos de vencimiento repre-senta una relacion de equilibrio entre estos. La segunda relacion de equilibrioa largo plazo que incorporamos al analisis es una consecuencia del estilo deconduccion de la polıtica monetaria por parte de los bancos centrales en laactualidad. Mas especıficamente, las autoridades monetarias proporcionan almercado una tendencia central mediante el tipo oficial (que cambia infrecuen-temente), y permiten que los tipos de interes de mercado fluctuen en torno aesta referencia. Sin embargo, estas desviaciones son de naturaleza transitoria,especialmente en el caso del tipo a un dıa, y por tanto puede considerarseque el diferencial entre este tipo de interes y el tipo oficial refleja tambienuna relacion de equilibrio relevante en el largo plazo.

De acuerdo con estos supuestos teoricos, en el analisis empırico adoptamosun enfoque multivariante y, tras identificar los componentes anticipado y noanticipado de la polıtica monetaria, estimamos sus efectos sobre los tipos deinteres Eonia y EURIBOR en un modelo VAR cointegrado. Los resultadosconfirman el papel desempenado por el tipo de interes oficial como referenciapara la evolucion de los tipos de interes de mercado. Ademas, la respuestade los tipos de interes a la polıtica monetaria no anticipada es significativoy de mayor magnitud que la respuesta a la polıtica monetaria anticipada.

El resto del trabajo se organiza del siguiente modo. El primer apartadointroduce la metodologıa econometrica empleada en el analisis. En el segundoapartado implementamos la metodologıa de Soderlind y Svensson (1997) paradiferenciar el componente anticipado y no anticipado de la polıtica monetariadel BCE. El tercer apartado recoge los resultados empıricos que se derivande la estimacion de un modelo VAR cointegrado. Por ultimo, se presentanlas conclusiones e implicaciones mas relevantes de polıtica monetaria.

1. Polıtica monetaria y tipos de interes: me-

todologıa econometrica

Una funcion basica del marco operativo de la polıtica monetaria es ase-gurar que los tipos de interes de mercado, especialmente los tipos con venci-miento a mas corto plazo, reflejan adecuadamente las intenciones del bancocentral en cada momento. El impacto de la polıtica monetaria sobre los tipos

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de interes de mercado a mas corto plazo es un determinante clave del exito dela polıtica monetaria, dado el papel que desempenan estos tipos de interes enla formacion del precio de los activos financieros con mayores vencimientos.En esta seccion introducimos la metodologıa econometrica que emplearemosposteriormente para medir la reaccion de los tipos de interes a mas cortoplazo a los cambios en la polıtica monetaria.

Uno de los primeros analisis empıricos del impacto de la polıtica mone-taria sobre los tipos de interes de mercado se encuentra en Cook y Hahn(1989). Estos autores estiman una regresion de la forma:

Δi(n)t = α + βΔi∗t + εt, (1)

donde el parametro β es una medida de la respuesta del tipo de interes demercado con vencimiento a n periodos (i

(n)t ) a los cambios del tipo de interes

a corto plazo representativo de la polıtica monetaria (i∗t ); εt es un terminode error. Sin embargo, aunque la ecuacion (1) es el nucleo de nuestro anali-sis posterior, es conveniente introducir algunas matizaciones y extensionespara que los resultados sean suficientemente confiables. En este sentido, haydos aspectos de especial relevancia que deben ser tenidos en cuenta: por unaparte, la distincion entre polıtica monetaria anticipada y no anticipada; y,por otra parte, la incorporacion al analisis de informacion sobre el comporta-miento del nivel de los tipos de interes y de las posibles interrelaciones entrelos mismos.

1.1. Polıtica monetaria anticipada y no anticipada

En el contexto de la teorıa de expectativas pura, los tipos de interes co-rrespondientes a activos con mayor plazo de vencimiento son determinadospor el mercado como un promedio del tipo de interes del activo con venci-miento a mas corto plazo y su trayectoria esperada durante la vida del activocon vencimiento mas largo. De este modo, un inversor deberıa ser indiferenteentre comprar el activo a mas largo plazo o seguir una estrategia alternativaconsistente en rotar su inversion en el instrumento con menor vencimientodurante el mismo horizonte temporal. Supongamos que el tipo de interes aun dıa refleja bien los cambios de la polıtica monetaria, entonces de acuerdocon la teorıa de expectativas, la influencia de las acciones de polıtica mo-netaria sobre los tipos de interes de mercado con vencimientos superiores aun dıa esta condicionada por sus efectos sobre las expectativas de los agen-tes participantes en el mercado. En la formacion de cada tipo de interes elpeso relativo del componente de expectativas y el periodo al que se refierenaumenta conforme lo hace el horizonte temporal del inversor; consiguiente-mente, la respuesta de los tipos de interes a mas largo plazo a las acciones del

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banco central tendera a ser mas variable, dada la mayor probabilidad de quetengan lugar nuevas acciones monetarias antes del vencimiento del activo.

Otra consecuencia importante del enfoque basado en la teorıa de expec-tativas es que la respuesta observada de los tipos de interes de mercado auna decision del banco central el mismo dıa en que es comunicada depen-de de si es anticipada o no. Cuando el cambio en la polıtica monetaria esanticipado por los agentes, la revision de las expectativas se produce conanterioridad al momento en que se hace efectivo de manera que la respuestainmediata observada de los tipos de interes de mercado sera poco relevante.Por el contrario, cuando los agentes participantes en el mercado no anticipanel cambio de la polıtica monetaria, la respuesta observada de los tipos deinteres sera relevante porque la revision de las expectativas se concentra enel momento en que es comunicado el cambio de la polıtica monetaria.

Como ilustracion de esta ultima idea, podemos considerar una situacioncomo la siguiente. En el periodo t−1, el mercado anticipa un incremento per-manente del tipo de referencia de la polıtica monetaria de Δ puntos basicosque sera efectivo desde el periodo t. Si se verifica la teorıa de expectativas dela estructura temporal, es facil comprobar que en t− 1 el tipo de interes convencimiento a n periodos se ajusta en n−1

nΔ puntos basicos; mientras que en

el periodo t, la variacion del tipo de interes de mercado es de solo 1n

puntosbasicos, que completan el ajuste. Es importante comparar el escenario ante-rior con otro donde el cambio en la polıtica monetaria no es anticipado; eneste caso, los tipos de mercado exhibirıan un incremento de Δ puntos basi-cos en el mismo periodo t. Este ejemplo, a pesar de su simplicidad, permiteextraer algunas conclusiones relevantes: subraya la importancia de analizarpor separado los efectos de la polıtica monetaria anticipada y no anticipada;y, en el caso de la polıtica monetaria anticipada, sugiere que la magnitud delefecto esta inversamente relacionada con el plazo de vencimiento del tipo deinteres de mercado (Hardy, 1997).

Hay un punto adicional en relacion con el efecto de la polıtica monetariaanticipada sobre el tipo a un dıa. A priori, las acciones de polıtica monetariaanticipadas no deberıan producir efecto alguno sobre el tipo de interes a undıa, sin embargo las caracterısticas del marco operativo pueden hacer que elcomportamiento de este tipo de interes de mercado este tambien influido porlas expectativas. Esto sucede cuando las instituciones bancarias que parti-cipan en el mercado monetario estan obligadas a cumplir un coeficiente dereservas mınimas obligatorias con mecanismo de promedios. En esta situa-cion los saldos de reservas depositadas en el banco central en diferentes dıasdel periodo de mantenimiento son sustitutos cercanos y cualquier diferenciaentre el coste presente y futuro de las reservas es difıcilmente sostenible porel mercado (un simple proceso de arbitraje tendera a igualar el coste de las

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reservas en diferentes dıas del ciclo de reservas). Por tanto, el tipo de interesa un dıa durante cada ciclo de reservas esta determinado por la expectativasobre su valor al final del ciclo de reservas, a su vez influido por el nivel deltipo oficial (para una presentacion detallada de esta idea puede consultarse,entre otros, Furfine, 2000; Bartolini et al., 2002; Perez-Quiros y Rodrıguez,2001).

La estimacion de (1) puede conducir a resultados equıvocos si no se dis-tinguen los componentes anticipado y no anticipado de la polıtica monetaria.Para evaluar el efecto de la polıtica monetaria sobre los tipos de interes demercado es mas apropiado estimar una ecuacion como,

Δi(n)t = α + βaat + βsst + εt, (2)

donde at, st representan los componentes anticipado y no anticipado de cadadecision de polıtica monetaria, respectivamente, de manera que Δi∗t = at+st;

y los parametros βa, βs miden la respuesta del tipo de interes de mercado i(n)t

a los mismos. El principal problema de este enfoque es que las expectativasde los agentes participantes en el mercado no son directamente observablesy sera necesario, como paso previo, disponer de algun procedimiento validopara identificar la parte anticipada y no anticipada de la polıtica monetaria.

Este ultimo problema ha sido afrontado en la literatura de diversas for-mas. Sin animo de ser exhaustivos, podemos citar algunas. Cook y Hahn(1989) y Nilsen (1998) clasifican las acciones monetarias en anticipadas ono anticipadas a traves de una lectura cuidadosa de la prensa especializa-da. Kuttner (2001) utiliza la informacion sobre las expectativas implıcita enlos instrumentos financieros derivados. Favero et al. (1998) derivan medidasde los cambios esperados y no esperados de la polıtica monetaria esperadaa partir del la curva estimada de tipos forward instantaneos. Ehrmann yFratzscher (2002) emplean informacion procedente de una encuesta para cla-sificar las acciones del BCE en anticipadas y no anticipadas. Perez-Quirosy Sicilia (2002) proponen aplicar la metodologıa de componentes principa-les para extraer una medida de la serie de sorpresas asociada a la polıticamonetaria.

En este trabajo aplicaremos el metodo propuesto por Soderlind y Svens-son (1997), que utiliza la curva de tipos forward implıcitos para estimar lasexpectativas del mercado bajo el supuesto de que la teorıa de expectativasse verifica en los vencimientos mas cortos del mercado monetario. El metodose describe en detalle mas adelante, pero conviene destacar que nos permiteobtener una estimacion de los shocks de polıtica monetaria tanto si tienelugar un cambio del tipo de referencia como si no ocurre cambio alguno. Es-to ultimo es importante porque si definimos una accion monetaria como un

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cambio del tipo de referencia, entonces la ausencia de una accion monetariapuede ser compatible con el acceso del mercado a nueva informacion sobre lapolıtica monetaria. De hecho, los participantes en el mercado pueden ser tansorprendidos por una accion monetaria esperada que no se produce como poruna accion monetaria no esperada que sı ocurre. Consecuentemente, cuandoen adelante hablemos de los componentes anticipado y no anticipado de lapolıtica monetaria, haremos referencia tanto a acciones como a no accionesde polıtica monetaria; esto es, estudiamos el impacto de las decisiones depolıtica monetaria sobre los tipos de interes.

1.2. Nivel de los tipos de interes y relaciones de equi-librio a largo plazo

La ecuacion (1) esta especificada para los tipos de interes en primerasdiferencias con el objetivo de asegurar estacionariedad y la validez de losmetodos de inferencia estandar. El supuesto subyacente es que los tipos deinteres siguen procesos integrados de primer orden, I(1), pero en ese caso elanalisis no tiene en cuenta informacion relevante sobre el comportamientode los tipos de interes en el largo plazo contenida en sus niveles. En estesentido, es importante enfatizar el papel de dos relaciones de equilibrio alargo plazo. La primera relacion de equilibrio es una implicacion de la teorıade expectativas de la estructura temporal de los tipos de interes. La segundarelacion de equilibrio de largo plazo es una consecuencia del modo en que losbancos centrales instrumentan la polıtica monetaria, ejerciendo un controlmas o menos directo sobre los tipos de interes a muy corto plazo.

De acuerdo con la teorıa de expectativas, el diferencial entre tipos deinteres con diferentes vencimientos puede escribirse en funcion de los cambiosfuturos esperados del tipo de interes a mas corto plazo. Si consideramos el tipode interes con vencimiento a n dıas, i

(n)t , y el tipo de interes con vencimiento

a un dıa, it, el modelo de expectativas puras implica que su diferencial es,

i(n)t − it =

n−1∑j=0

(1 − j

n

)Et Δit+j. (3)

Esta relacion es importante porque si los tipos de interes siguen procesosintegrados I(1), entonces el miembro de la derecha es la suma de una seriede procesos estacionarios, y por tanto es un proceso estacionario; la igualdadimplica entonces que el diferencial, i

(n)t − it, es a su vez un proceso estacio-

nario, y representa una relacion de equilibrio a largo plazo entre los tiposde interes. Consecuentemente, si queremos medir el impacto de la polıtica

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monetaria sobre tipos de interes a diferentes plazos de vencimiento, es con-veniente hacerlo en un contexto multivariante que permita incorporar estapotencial relacion de equilibrio a largo plazo.

La relacion de equilibrio entre los tipos de interes dada por la teorıa deexpectativas no es la unica relevante para entender el impacto de la polıticamonetaria sobre los mismos. Habitualmente, los bancos centrales proporcio-nan al mercado la media o tendencia central mediante el tipo de referencia,de manera que este ultimo desempena un papel crucial como determinantedel nivel de los tipos de interes a mas corto plazo y, en especial, del tipo a undıa. Bajo este supuesto, Rudebusch (1995), Balduzzi et al. (1997) y Balduzziet al. (1998) descomponen el tipo de interes a un dıa como la suma del tipode referencia, i∗t , y de las desviaciones respecto de este ultimo, (it − i∗t ),

it = i∗t + (it − i∗t ) , (4)

donde el tipo de referencia se ajusta de forma gradual, de acuerdo con unaescala discreta preestablecida, e infrecuentemente; mientras que las desvia-ciones (it − i∗t ), siguen un proceso autorregresivo,2

(it − i∗t ) = (1 − κ)(it−1 − i∗t−1

)+ et, 0 < κ < 1. (5)

En esta especificacion, una menor varianza del termino de error et y unmayor valor del parametro κ serıan el resultado de un control mas estrictodel tipo a un dıa por parte del banco central. Consecuentemente, la voluntadde las autoridades monetarias de estabilizar el tipo de interes a un dıa entorno al tipo de referencia, implica que el diferencial (it − i∗t ) es un procesoestacionario que actua como un termino de correccion del error en la ecuacionpara las primeras diferencias del tipo de interes a un dıa.

El diferencial entre el tipo de interes a un dıa y el tipo de referencia,(it − i∗t ), tambien es un determinante potencial de los tipos de interes conplazos de vencimiento mayores. Utilizando (5) y la teorıa de expectativascomo nexo entre los tipos de interes con diferentes vencimientos, Balduzzi etal. (1997) y Balduzzi et al. (1998), obtienen una descomposicion del tipo de

interes i(n)t en tres factores: el tipo de referencia, el diferencial entre el tipo

2Rudebusch (1995) da algunas claves para entender por que las autoridades monetariaspueden estar interesadas en permitir desviaciones transitorias de los tipos a mas cortoplazo respecto del tipo de referencia. Por ejemplo, los beneficios desde el punto de vistade la conduccion de la polıtica monetaria de reducir esta variabilidad pueden ser masbien modestos cuando se relacionan con el coste de tener que intervenir en el mercadovarias veces cada dıa para asegurar que los tipos de mercado estan en todo momentosuficientemente proximos al tipo de referencia. Por otra parte, estas desviaciones tambienpueden dar al banco central informacion sobre las condiciones del mercado de reservas,util para la gestion de la liquidez.

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de interes a un dıa y el tipo de referencia, y la expectativa sobre el proximocambio del tipo de referencia, zt. En concreto,

i(n)t = i∗t + L(it−i∗t ) (it − i∗t ) + Lztzt. (6)

En esta representacion, conforme aumenta el plazo de vencimiento, n, dis-minuye el peso de las desviaciones del tipo a un dıa respecto del tipo dereferencia, dado por L(it−i∗t ), mientras que las expectativas ganan en impor-

tancia relativa, dada por Lzt . Esto implica que el efecto de los cambios deltipo oficial sobre los tipos de interes de mercado es mas variable, y menos pre-decible, cuanto mayor sea el plazo de vencimiento, debido al papel crecienteque desempenan el termino de expectativas.

Estas relaciones de equilibrio deberıan incorporarse al analisis empıricode manera que la ecuacion para medir el efecto de la polıtica monetaria sobrecada tipo de interes de mercado sera de la forma,

Δi(n)t = α + βaat + βsst + γ1

(i(n)t−1 − it−1

)+ γ2

(it−1 − i∗t−1

)+ εt. (7)

Esta especificacion permite medir correctamente el impacto de las decisio-nes de polıtica monetaria sobre los tipos de interes porque, en primer lugar,permite identificar el efecto de la polıtica monetaria anticipada y no antici-pada; y, segundo, incluye informacion relevante sobre el comportamiento deltipo de interes de mercado en el largo plazo, enfatizando la relacion entrelos tipos de interes con distinto vencimiento y el papel desempenado por lasautoridades monetarias controlando las desviaciones del tipo de interes a undıa respecto del tipo de referencia.

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2. Tipos de interes de mercado y polıtica mo-

netaria

Los tipos de interes de mercado que consideramos son el tipo Eonia3 ylos tipos EURIBOR4 con plazos de vencimiento a uno y tres meses (que de-notaremos EUR1M y EUR3M, respectivamente). La eleccion de estos plazosde vencimiento se justifica por tratarse de tipos de interes cuya evolucionesta directamente relacionada con la actividad del BCE (hecho especialmen-te relevante en el caso del tipo Eonia) y porque constituyen una referenciabasica para el conjunto de los mercados financieros. En su comportamientoestos tipos de interes describen un perfil influenciado por las caracterısticasdel marco operativo disenado por las autoridades monetarias de la eurozona(pueden consultarse Hartmann et al., 2001; Cassola y Morana, 2003, paraun analisis microeconomico de como los factores institucionales influyen enla evolucion de los mercados monetarios europeos), y desempenan un papelbasico en la transmision de la polıtica monetaria a traves de la estructuratemporal.

En el grafico 1 recogemos la evolucion dıa a dıa de los tipos de interesEonia y EURIBOR durante el periodo comprendido entre el 4/01/1999 hastael 31/05/2005 (en total, 1640 observaciones).5 Junto a cada uno de estos

3El tipo Eonia (Euro Overnight Index Average) es un tipo diario efectivo calculado como unpromedio ponderado del tipo aplicado a todas las operaciones de prestamo no garantizadas(unsecured lending transactions) a un dıa en euros realizadas en el mercado interbancarioantes del cierre del TARGET a las 6:00 pm (CET) por el panel de bancos seleccionados detal modo que unicamente las instituciones mas activas estan representadas, garantizandoademas una adecuada representacion de la diversidad geografica de las instituciones queoperan en el mercado interbancario en euros. El tipo Eonia es calculado por el BCE y elpanel de bancos es el mismo que el empleado para el calculo de los tipos EURIBOR. Trassu computo, el tipo Eonia se publica entre las 6:45 pm–7:00 pm (CET) del mismo dıa alque esta referido.

4Los tipos de interes EURIBOR (Euro Interbank Offered Rate) son los tipos de interesofrecidos por los bancos sobre depositos a otros bancos en el mercado interbancario de laeurozona. Para el calculo de los tipos EURIBOR se recoge la informacion procedente delpanel de bancos seleccionados. El proceso de calculo es, basicamente, el siguiente: cada dıaantes de las 10:45 pm (CET) cada banco del panel introduce en el TARGET una serie decotizaciones (valor spot con plazo de liquidacion T+2) para los depositos interbancariosa diferentes plazos (una, dos y tres semanas, y desde un mes hasta doce meses). Lostipos EURIBOR se calculan a las 11:00 pm (CET) como una media de las cotizacionesexcluyendo el 15 % de las cotizaciones mas altas y el 15 % de las mas bajas. El calculo y lapublicacion de los tipos EURIBOR es responsabilidad de la Federacion Bancaria Europeay del BCE.

5Las series originales vienen expresadas como tipos simples y bajo la convencion act/360 ypara el analisis estadıstico hemos procedido a su transformacion en tipos de capitalizacioncontinua.

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tipos de mercado hemos representado tambien los tipos oficiales de la polıticamonetaria en la eurozona: el tipo aplicado a las operaciones principales definanciacion y los tipos de las facilidades marginal de credito y permanentede deposito que el BCE ofrece a las entidades de credito.

Durante practicamente todo el periodo los tipos de interes de mercado queconsideramos se han mantenido dentro de la banda delimitada por los tiposde las facilidades de credito y deposito,6 y el tipo de las operaciones prin-cipales de financiacion ha guiado su trayectoria. Esta ultima caracterısticade la evolucion de los tipos de interes a corto plazo del mercado interbanca-rio europeo confirma el fuerte contenido informativo del tipo aplicado a lasoperaciones principales de financiacion sobre la orientacion de la polıtica mo-netaria. En consecuencia, vamos a utilizar este ultimo tipo de interes oficialcomo la principal referencia de la polıtica monetaria en la eurozona, y susmovimientos como el indicador mas natural de las acciones monetarias delBCE.

6La excepcion viene dada por el tipo EURIBOR a tres meses durante los primeros dıasde noviembre de 1999. No obstante, conviene tener en cuenta que el propio metodo decalculo de estos tipos de interes conlleva un cierto grado de alisado de los datos finalmentepublicados puesto que quedan fuera del computo aquellos valores situados en los extremos.

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Figura 1: Tipos de interes Eonia y EURIBOR.

Eonia

EUR1M

EUR3M

Notas: Cotizaciones diarias de los tipos de interes Eonia, EURIBOR a un mes(EUR1M), EURIBOR a tres meses (EUR3M), tipo de interes aplicado a las ope-raciones principales de financiacion (OPF) y tipos de interes correspondientes alas facilidades marginal de credito y permanente de deposito del BCE. Escalaen %. Fuente: www.euribor.org y BCE.

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2.1. Polıtica monetaria anticipada y no anticipada

Soderlind y Svensson (1997) proponen una metodologıa para estimar loscomponentes anticipado y no anticipado de las decisiones de polıtica moneta-ria basada en los tipos forward implıcitos en la curva de tipos. Si denotamosi(m)t , i

(n)t , a los tipos de interes spot vigentes en t con plazos de vencimiento m

y n (m > n), respectivamente, entonces el tipo forward implıcito vigente en

t correspondiente a un plazo de vencimiento m − n, que denotamos f(m−n)n,t ,

se calcula como:7

f(m−n)n,t =

mi(m)t − ni

(n)t

m − n. (8)

Bajo la teorıa de expectativas, los tipos forward implıcitos son estimadoresinsesgados de los tipos de interes spot esperados en el futuro, esto es

f(m−n)n,t = Et i

(m−n)t+n . (9)

Si el banco central adopta una decision que afecta al tipo de interes de referen-cia en t, entonces la informacion revelada por la misma, st, puede aproximarsecomo:

st ≈ i(n−1)t − f

(n−1)1,t−1 , (10)

si admitimos que entre t − 1 y t la actividad del banco central es el deter-minante basico de los eventuales cambios del tipo de interes i

(n−1)t . A priori,

este supuesto es mas plausible cuanto menor sea el vencimiento del tipo deinteres de mercado, de manera que la validez del enfoque esta condicionadapor la eleccion de un tipo de interes de mercado con un vencimiento sufi-cientemente corto. Finalmente, la informacion revelada por cada decision depolıtica monetaria puede equipararse a su componente no anticipado, lo quenos permite expresar cada cambio del tipo oficial en funcion de dos terminos:

Δi∗t = (Δi∗t − st) + st = at + st, (11)

donde el primero (at) corresponde a la parte anticipada por el mercado, y elsegundo (st), con el componente no anticipado.

7El tipo forward implıcito f(m−n)n,t , esta definido por la siguiente relacion:

mi(m)t = ni

(n)t + (m − n)f (m−n)

n,t ,

es decir, es el tipo spot con vencimiento m−n que deberıa estar vigente en t+n para quecoincidan el rendimiento de una inversion con plazo m periodos con el de invertir al plazon y reinvertir la cantidad resultante en una segunda operacion con plazo m − n.

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La metodologıa descrita se ha aplicado en aquellos dıas en que tuvo lugaruna reunion del Consejo de Gobierno del BCE.8 El componente no antici-pado de la polıtica monetaria se ha estimado entonces mediante la siguienteexpresion:

st = EUR6Dt − f(6D)1,t−1, (12)

donde t es el dıa posterior a la reunion del Consejo de Gobierno; EUR6Dt

es el tipo EURIBOR con vencimiento a seis dıas y f(6D)1,t−1 es el tipo forward

implıcito calculado segun (8). Dado que no hay observaciones disponiblespara el tipo EUR6D, hemos generado observaciones a partir de la curva detipos estimada mediante el metodo de Nelson y Siegel (1987).9

En el grafico 2 presentamos la estimacion obtenida de los componentesanticipado y no anticipado de la polıtica monetaria del BCE desde enero de1999 hasta mayo de 2005.10 En el grafico unicamente se recogen las estimacio-nes para aquellas decisiones del BCE para las que el componente anticipado,el componente no anticipado, o ambos, son diferentes de cero; y para interpre-tar correctamente estos resultados es importante recordar que la metodologıaaplicada permite considerar todas las decisiones del BCE, con independenciade si se produjo o no un cambio del tipo oficial.

3. Resultados empıricos

El principal objetivo de este capıtulo es identificar los efectos de las deci-siones de polıtica monetaria sobre los tipos de interes Eonia y EURIBOR amas corto plazo, que, a priori, sera diferente segun se trate de decisiones delbanco central anticipadas o no por el mercado. En el apartado anterior he-mos obtenido una estimacion de los componentes anticipado y no anticipado

8Es importante senalar que aunque el anuncio de las decisiones de polıtica monetaria seproduce tras cada reunion del Consejo de Gobierno, a las 13:45 pm (CET), los nuevosniveles decididos para los tipos de las facilidades de credito y deposito solo se aplican apartir del dıa siguiente. Con ello, la accion monetaria tiende a reflejarse en el nivel del tipoEonia del dıa inmediatamente posterior al anuncio de la decision. En el caso de los tiposEURIBOR, dado que se calculan a las 11:00 pm (CET), el efecto de un eventual cambiodel tipo de referencia tampoco se refleja en su nivel del dıa posterior a su anuncio. Por estarazon, es conveniente calcular la descomposicion de cada accion monetaria no el mismodıa en que tiene lugar la reunion del Consejo de Gobierno, sino el dıa inmediatamenteposterior.

9La idea basica del metodo de Nelson y Siegel (1987) es representar la curva de tipos spotobservada en funcion del plazo de vencimiento segun una forma funcional predeterminada.En concreto, estos autores proponen utilizar:

i(m)t = β0 + β1

1 − e−m/τ1

m/τ1+ β2

(1 − e−m/τ2

m/τ2− e−m/τ2

),

15

Figura 2: Componentes anticipado y no anticipado de la polıtica monetaria delBCE.

-0.5

0-0

.25

0.00

0.25

0.50

1999

0409

1999

0924

1999

1008

1999

1022

1999

1105

1999

1216

2000

0204

2000

0317

2000

0428

2000

0609

2000

0901

2000

1006

2001

0412

2001

0511

2001

0831

2001

0918

2001

1109

2002

1108

2002

1206

2003

0307

2003

0606

s a

Notas: Estimacion del componentes anticipado (at) y no anticipado (st) de ca-da decision de polıtica monetaria adoptada por el BCE segun el procedimientopropuesto en Soderlind y Svensson (1997).

de la polıtica monetaria del BCE desde enero de 1999 hasta mayo de 2005,a continuacion utilizamos un modelo multivariante para estimar la reaccionde los tipos de mercado a cada uno de estos componentes. Para determinarla especificacion mas adecuada comenzamos analizando las propiedades deestacionariedad y cointegracion de las series. La especificacion econometricaconsistente con las propiedades estadısticas de las series examinadas es unmodelo VAR con mecanismo de correccion del error.

donde (β0, β1, β2, τ1, τ2) son coeficientes que pueden estimarse minimizando la distanciaentre la curva de tipos observada y la que se obtendrıa aplicando la expresion anterior acada plazo de vencimiento m.

10El metodo de descomposicion genera valores diferentes de cero de los componentes antici-pado y no anticipado en practicamente cada periodo, de manera que para evitar trabajarcon series “ruidosas” en exceso, hemos considerado que una decision de polıtica moneta-ria no era totalmente anticipada cuando en valor absoluto el componente no anticipadosuperaba 12.50 puntos basicos. En todo caso, hemos comprobado que los resultados delresto del trabajo no se ven modificados sensiblemente cuando se elige un umbral menor, oincluso cuando no se lleva a cabo esta depuracion previa.

16

3.1. Contrastes de raız unitaria y cointegracion

Los test para determinar el orden de integracion de los tipos de interessugieren que pueden caracterizarse como procesos estacionarios en primerasdiferencias (ver cuadro 1).

Cuadro 1: Contrastes de raız unitaria.

ADFGLS MZGLSt MZ

GLSα KPSS

Eonia −0,4120 −0,4315 −0,7064 4,4322EUR1M −0,4870 −0,5057 −0,9081 3,5747EUR3M −0,4536 −0,4492 −0,7568 9,0401

5 % c.v. −1,98 −1,98 −8,10 0,46

Notas: ADFGLS , MZGLS

t , MZGLS

α son los estadısticos modificados de Ng yPerron (2001) para el contraste de la hipotesis nula de raız unitaria en la serie. Elnumero de retardos incluidos en la regresion del contraste ADF y el parametrode truncamiento para la estimacion de la varianza de largo plazo en los contrastesZt y Zα se ha determinado segun el criterio de informacion MAIC (Ng y Perron,2001). KPSS es el estadıstico del contraste de la hipotesis nula de estacionariedaden media (Kiatkowski et al., 1992).

Una vez confirmado el caracter integrado de las series de tipos de interes,examinamos la existencia de relaciones de cointegracion. Durante todo el pe-riodo, los tipos de interes a corto plazo han reproducido en lıneas generales latrayectoria marcada por el tipo de referencia de la polıtica monetaria. Hemosinterpretado esta caracterıstica del comportamiento de las series como unasenal de que en el largo plazo los tipos de interes de mercado y el tipo oficialevolucionan conjuntamente y, por tanto, es razonable incluir esta ultima va-riable como un determinante de la evolucion a largo plazo de los tipos Eoniay EURIBOR. En este sentido, el tipo de referencia de la polıtica monetariaes tratado como una variable exogena porque, en principio, las decisiones delBCE sobre los cambios del tipo oficial no estan influidas por la evolucion delos tipos de mercado a mas corto plazo, sino mas bien por la evolucion deotros indicadores del estado de la economıa como la tasa de inflacion o labrecha del producto.

En el cuadro 2 se presentan los contrastes de la traza y del maximo valorpropio para determinar si las variables estan cointegradas y, en su caso, elnumero de relaciones de cointegracion. El orden del VAR se ha seleccionado

17

minimizando el criterio de informacion de Schwarz entre aquellos valoresque aseguraban la obtencion de errores no autocorrelacionados. Ambos testapoyan la existencia de dos relaciones de cointegracion entre los tipos deinteres Eonia y EURIBOR a uno y tres meses.11,12

Cuadro 2: Contrastes de cointegracion.

r λi LRmax 5 % c.v. LRTraza 5 % c.v.

0 0,1097 189,9716 14,802 247,6714 34,7951 0,0335 55,7375 10,860 57,6997 19,9932 0,0012 1,9623 9,133 1,9623 9,133

Notas: λi son los valores propios estimados. LRmax es el estadısticodel maximo valor propio para contrastar la hipotesis de existencia der relaciones de cointegracion frente a r + 1. LRTraza es el estadısticode la traza para contrastar la hipotesis de existencia de r relacionesde cointegracion. Los estadısticos estan ajustados por el tamano de lamuestra. El orden del VAR en niveles es igual a 5 y se ha seleccionadosegun el criterio de informacion de Schwarz (BIC).

3.2. Especificacion econometrica

El analisis de las propiedades de estacionariedad y cointegracion sugie-re que los tipos de interes examinados pueden caracterizarse como procesosintegrados de orden uno, vinculados en el largo plazo por dos relaciones deequilibrio. Como el tipo de referencia de la polıtica monetaria guıa el com-portamiento de los tipos de interes de mercado, es razonable considerar estavariable como un determinante de naturaleza exogena del comportamientode los tipos de interes de mercado a mas corto plazo. La especificacion eco-nometrica que planteamos a continuacion para cuantificar la respuesta de

11Los valores crıticos no tienen en cuenta la presencia de una variable exogena en el sistemay deben interpretarse con cautela, sin embargo la evidencia favorable a la existencia dedos relaciones de cointegracion es suficiente para que el uso de estos valores crıticos nosuponga un grave problema.

12Tambien hemos contrastado la conveniencia de incluir una constante restringida en elsistema mediante un test de ratio de verosimilitudes. Condicionado a la existencia de dosrelaciones de cointegracion, el estadıstico es igual a 0,1667, con un p–valor asociado de0,6830. Por tanto, es oportuno especificar el VECM con el termino constante restringido,es decir, incluido en el componente de largo plazo.

18

los tipos de interes a la polıtica monetaria es coherente con estos rasgos delcomportamiento dinamico de las series.

La especificacion para el nivel de los tipos de interes es un VECM de laforma:

Δyt = P0

(st

at

)+

k−1∑j=1

Pj

⎛⎝Δyt−j

st−j

at−j

⎞⎠ + αβ′

⎛⎝yt−1

i∗t−1

1

⎞⎠ + εt, (13)

donde yt ≡ (Eoniat, EUR1Mt, EUR3Mt)′; st y at representan los componen-

tes no esperado y anticipado, respectivamente, de cada decision de polıticamonetaria; i∗t es el tipo de interes de referencia; la matriz P0 mide el impactoinmediato de la polıtica monetaria sobre los tipos de mercado; la secuen-cia Pj (j = 1, . . . , k − 1) describe la dinamica de corto plazo del sistema;13

la matriz β define las relaciones de cointegracion (dos en este caso); y loselementos de α representan las velocidades de ajuste del mecanismo de co-rreccion del error; cuanto mayor sea cada uno estos terminos mas rapida esla convergencia hacia el equilibrio de largo plazo tras una perturbacion.

Como se ha senalado, la hipotesis de expectativas predice la existenciade relaciones de cointegracion entre los tipos de mercado dadas por sus di-ferenciales. Por otra parte, las desviaciones entre el tipo Eonia y el tipo dereferencia de la polıtica monetaria deberıan ser de naturaleza transitoria, demodo que en el largo plazo la evolucion de los tipos de interes es determinadapor el tipo oficial. Consiguientemente, hemos contrastado si las dos relacio-nes de cointegracion detectadas pueden expresarse en funcion de los diferen-ciales por plazo entre los tipos de interes de mercado (EUR1M − Eonia)y (EUR3M − Eonia), y el diferencial entre el tipo Eonia y el tipo oficial(Eonia − i∗).

La estructura de sobreidentificacion del espacio de cointegracion seleccio-nada consistente con este supuesto implica que las relaciones de equilibrio delargo plazo pueden escribirse del siguiente modo (omitiendo las constantes):

β′·1zt−1 = ϕ1,1(Eonia − i∗)t−1 + (EUR1M − Eonia)t−1, (14)

β′·2zt−1 = ϕ2,1(EUR1M − Eonia)t−1 + (EUR3M − Eonia)t−1, (15)

donde cada β·r representa una columna de β (que define una relacion decointegracion), y zt =

(yt, i

∗t−1, 1

). El estadıstico LR correspondiente a este

esquema es igual a 4,0286, y la hipotesis nula no puede rechazarse con unp–valor de 0,1334.14

13En nuestra aplicacion, el orden del VAR en niveles es k = 5.14Utilizando la notacion de Johansen (1995), la hipotesis nula se puede expresar como:

β = (H1ϕ1,H2ϕ2),

19

3.3. Estimacion

El modelo econometrico para los tipos de interes se estima por maximaverosimilitud bajo el supuesto de normalidad del termino de error εt. La es-timacion presenta en el cuadro 3. Para cada coeficiente del modelo se incluyesu valor estimado y el error estandar correspondiente calculado a partir dela estimacion robusta de la matriz de varianzas–covarianzas propuesta en(Bollerslev y Wooldridge, 1992).

Esta especificacion servira como base para el analisis posterior, en tornoa dos aspectos basicos: el efecto de la polıtica monetaria sobre los tiposde interes de mercado en el corto plazo, y el papel desempenado por lasrelaciones de cointegracion en el comportamiento de los tipos de interes.

3.3.1. Efectos de la polıtica monetaria

Los coeficientes asociados al componente no esperado de la polıtica mone-taria (st) son estadısticamente significativos, aunque la magnitud del efectodecae conforme aumenta el plazo de vencimiento del tipo de interes de merca-do. Es destacable que para el tipo Eonia el coeficiente estimado esta proximoa uno, de modo que este tipo de interes incorpora inmediatamente la infor-macion sobre la polıtica monetaria. El impacto del componente anticipadoat, no es estadısticamente relevante en la ecuacion del tipo Eonia, aunquesı tiene un efecto significativo sobre los tipos EUR1M y EUR3M.15

Estos resultados pueden interpretarse siguiendo las lıneas enunciadas masarriba. Para los tipos de interes EUR1M y EUR3M, el efecto del componenteesperado de la polıtica monetaria es mayor cuando el plazo de vencimientoes menor, y ademas, este efecto es de magnitud considerablemente mas re-ducida que el correspondiente al componente no anticipado. En el caso deltipo Eonia, la interpretacion de los resultados debe tener en cuenta que lasentidades de credito en la eurozona se enfrentan a requerimientos de reservas

donde las matrices H1, H2 definen que diferenciales entran en cada relacion de cointegra-cion:

H1 =

⎡⎢⎢⎣

1 −10 10 0−1 1

⎤⎥⎥⎦ , H2 =

⎡⎢⎢⎣−1 −11 00 10 0

⎤⎥⎥⎦ . (16)

ϕ1, ϕ2 son matrices (2 × 1) de coeficientes (con la normalizacion ϕ1,2 = 1 y ϕ2,2 = 1. Ladistribucion asintotica del test del contraste LR de esta restriccion es una χ2 con 2 gradosde libertad.

15Un contraste formal confirma que el impacto de los cambios del tipo oficial esta condi-cionado por su naturaleza anticipada o no. El estadıstico de Wald de la hipotesis nulaP0,i1 = P0,i2 es igual a 15,1852 (p–valor = 0,0005) para el tipo Eonia, 62,9102 (p–valor =0,0000) para el tipo EUR1M, y 37,6734 (p–valor = 0,0000) en el caso del tipo EUR3M.

20

Cuadro 3: Estimacion por maxima verosimilitud.

Eonia EUR1M EUR3M

coef. s.e. coef. s.e. coef. s.e.

P0,i1 0,9452 0,1730 0,6965 0,0683 0,5397 0,0748P0,i2 0,0474 0,1028 0,1101 0,0304 0,0753 0,0343

αi1 0,1855 0,0655 0,0262 0,0146 0,0160 0,0105αi2 −0,2074 0,0578 0,0567 0,0095 0,0415 0,0073

φi1 0,0138 0,0034 −0,0001 0,0002 −0,0003 0,0002φi2 −0,0052 0,0052 −0,0002 0,0002 0,0001 0,0001ωi 0,3668 0,0638 0,0146 0,0133 0,0082 0,0054ai1 0,9942 0,0037 0,0789 0,0247 0,0544 0,0149bi1 −0,0042 0,0037 0,9111 0,0247 0,9356 0,0149

Fii 0,0009 0,0175 0,1160 0,1422 0,0504 0,0836Gii 0,9667 0,1856 0,9665 0,1289 0,9937 0,0196

ec1 ec2

coef. s.e. coef. s.e.

β1· −1,7043 0,4499 0,5629 0,3339β2· 1 − 1 −β3· 0 − −1,5629 0,3339β4· 0,7043 0,4499 0 −β5· 0,0079 0,0309 −0,0059 0,0134

Notas: Estimacion por maxima verosimilitud del modelo,

Δyt = P0

(st

at

)+

k−1∑j=1

Pj

⎛⎝Δyt−j

st−j

at−j

⎞⎠ + αβ′

⎛⎝yt−1

i∗t−1

1

⎞⎠ + εt

ec1 y ec2 son las dos relaciones de cointegracion identificadas. Para cada coeficien-te se presentan su estimacion (coef.) y el error estandar (s.e.) calculado a partirde una estimacion robusta de la matriz de varianzas–covarianzas (Bollerslev yWooldridge, 1992).

mınimas obligatorias que deben cumplir en promedio durante cada periodode mantenimiento. En la gestion del reparto de los saldos depositados enel BCE para cumplir el coeficiente de caja, un dato fundamental para los

21

bancos comerciales es el coste de las reservas durante todo el ciclo de man-tenimiento. Pero en esta situacion, si por ejemplo los bancos esperan que eltipo de interes sea mayor al final del periodo de mantenimiento, trataran deacumular saldos positivos al principio del periodo, hecho que a su vez con-tribuira a crear un deficit de liquidez en el mercado, que en ultima instanciadarıa lugar a un aumento del tipo de interes hoy. De este modo, el tipo deinteres Eonia esta tambien influido por las expectativas. Ademas, para lasentidades comerciales cumplir el coeficiente de caja incurriendo en el mıni-mo coste supone un importante incentivo para anticipar los cambios del tipooficial, hecho que podrıa explicar la ausencia de un efecto significativo delcomponente esperado de las acciones monetarias (que, desde esta optica, sehabrıan incorporado al nivel del tipo Eonia desde el mismo momento en quefueron anticipadas por el mercado).

Por encima de todo, estos resultados subrayan la idea de que los efec-tos de las decisiones de polıtica monetaria son diferentes dependiendo de sunaturaleza anticipada o no. Esta observacion, coincidente en lıneas generalescon la literatura cuando los agentes se comportan racionalmente; puede versetambien como un argumento favorable al enfoque adoptado en este trabajo,que separa los componentes anticipado y no anticipado de cada decision delbanco central.

3.3.2. Relaciones de equilibrio a largo plazo

Las relaciones de cointegracion estimadas son:

ec1,t−1 = −0,7043(Eonia − i∗)t−1 + (EUR1M − Eonia)t−1 , (17)

ec2,t−1 = −1,5628(EUR1M − Eonia)t−1 + (EUR3M − Eonia)t−1 . (18)

La primera relacion de cointegracion solo es estadısticamente relevante parael comportamiento del tipo de interes Eonia; el coeficiente correspondientede la matriz α es positivo y estadısticamente significativo, lo que sugiere queen su evolucion el tipo Eonia tiende a corregir los desfases respecto del tipooficial (si bien lo hace a una velocidad mas bien moderada).

La segunda relacion de cointegracion incluye los diferenciales de los tiposEUR1M y EUR3M respecto del tipo Eonia, y es estadısticamente relevantepara el comportamiento de los tres tipos de interes de mercado. Esto ultimoes consistente con una de las implicaciones de la hipotesis de expectativasde la estructura temporal, segun la cual los diferenciales entre tipos a cortoy largo plazo tienen capacidad predictiva sobre la evolucion futura de losmismos.

22

4. Conclusiones

El efecto de la polıtica monetaria sobre los tipos de interes a mas cor-to plazo del mercado interbancario es un elemento clave del mecanismo detransmision de los impulsos monetarios a traves de la estructura temporal delos tipos de interes. En este capıtulo se ha estudiado este ingrediente basicodel mecanismo mediante el cual el Banco Central Europeo influye en la eco-nomıa de la eurozona. El analisis ha caracterizado el efecto de las accionesde las autoridades monetarias europeas sobre los tipos de interes Eonia yEURIBOR a uno y tres meses, durante el periodo comprendido entre enerode 1999 y mayo de 2005.

Las entidades participantes en el mercado interbancario tienen incentivospara anticiparse a las decisiones del banco central, de manera que en prin-cipio el efecto de cualquier decision sobre los tipos de interes de mercadodepende de si es anticipada o no. En concreto, los tipos de interes de mer-cado deberıan exhibir una respuesta moderada al componente anticipado dela polıtica monetaria, y una respuesta de magnitud significativamente mayoral componente no anticipado. La consecuencia inmediata de esta idea es quepara medir adecuadamente el impacto de la polıtica monetaria sobre los ti-pos de interes es crucial diferenciar adecuadamente entre polıtica monetariaanticipada y no anticipada.

Con este fin, hemos aplicado la metodologıa propuesta por Soderlind ySvensson (1997) para identificar los componentes anticipado y no anticipadode cada decision de polıtica monetaria, utilizando la informacion contenidaen los tipos de interes forward implıcitos. Nuestra medida de los componentesanticipado y no anticipado nos permite evaluar adecuadamente el impacto decada uno sobre los tipos de interes nominales considerados usando un mode-lo econometrico VAR cointegrado. Esta especificacion econometrica capturavarios rasgos destacables del comportamiento de las series: primero, los tiposde interes analizados verifican una implicacion de la teorıa de expectativas dela estructura temporal, segun la cual los diferenciales entre tipos a diferentesvencimientos representan relaciones de equilibrio de largo plazo; y, segundo,el tipo de referencia de la polıtica monetaria actua como un determinante(que hemos considerado exogeno) de la senda descrita por los tipos de interesde mercado, lo que a su vez es una consecuencia de la orientacion de los pro-cedimientos e instrumentos operativos del Banco Central Europeo hacia elcontrol y seguimiento de los tipos a menor plazo del mercado interbancarioeuropeo.

Los resultados obtenidos implican que la respuesta de los tipos de interesde mercado a la polıtica monetaria depende de su caracter anticipado o noanticipado. En concreto, el efecto cuando la polıtica monetaria no es antici-

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pada es significativamente mayor que el efecto cuando es anticipada por losagentes participantes en el mercado. En terminos generales, estos resultadosson coherentes con la hipotesis de expectativas, segun la cual los tipos deinteres deberıan incorporar en cada momento toda la informacion relevantedisponible. Ademas, parece confirmarse que los procedimientos que integranel marco operativo de la polıtica monetaria en la eurozona han cumplidoaceptablemente su objetivo de orientar la formacion de los tipos de interesde mercado sin introducir una fuente adicional de volatilidad en el mercado.

Referencias

Balduzzi, P., G. Bertola y S. Foresi (1997) A model of target changes and the termstructure of interest rates. Journal of Monetary Economics, 39, 223–249.

Balduzzi, P., G. Bertola, S. Foresi y L. Klapper (1998) Interest rate targeting andthe dynamics of short-term rates. Journal of Money, Credit, and Banking, 30,26–50.

Bartolini, L., G. Bertola y A. Prati (2002) Day-to-day monetary policy and thevolatility of the Federal Funds interest rates. Journal of Money, Credit andBanking, 34, 137–159.

Bollerslev, T. y J. M. Wooldridge (1992) Quasi-maximum likelihood estimationand inference in models with time varying covariances. Econometric Review,11, 143–172.

Cassola, N. y C. Morana (2003) Volatility of interest rates in the euro area: evidencefrom high frequency data. ECB Working Paper n� 235.

Chen, C. y L. Liu (1993) Joint estimation of model parameters and outlier effectsin time series. Journal of the American Statistical Association, 88, 284–296.

Cook, T. y T. Hahn (1989) The effect of changes in the Federal Funds rate targeton market interest rates in the 1970s. Journal of Monetary Economics, 24,331–351.

Ehrmann, M. y M. Fratzscher (2002) Interdependence between the euro area andthe US: what role for EMU? ECB Working Paper n� 200.

Favero, C. A., F. Iacone y M. Pifferi (1998) Monetary policy, forward rates and longrates: Does Germany differ form the United States. En I. Angeloni y R. Rovelli,eds., Monetary Policy and Interest Rates, capıtulo 7, 198–231. MacMillan PressLTD, London.

Furfine, C. (2000) Interbank payments and the daily Federal Funds rate. Journalof Monetary Economics, 46, 535–553.

24

Gaspar, V., G. Perez y J. Sicilia (2001) The ECB monetary policy strategy andthe money market. ECB Working Paper n� 69.

Hardy, D. C. (1997) Market information and signaling in central bank operations,or, how often should a central bank intervene? IMF Working Paper WP/97/28.

Hartmann, P., M. Manna y A. Manzanares (2001) The microstructure of the euromoney market. Journal of International Money and Finance, 20, 895–948.

Johansen, S. (1995) Likelihood-Based Inference in Cointegrated Vector Autorre-gressive Models. Oxford University Press.

Kiatkowski, D., P. Phillips, P. Schmidt y Y. Shin (1992) Testing the null hypothesisof stationarity against the alternative of a unit root. Journal of Econometrics,54, 159–178.

Kuttner, K. (2001) Monetary policy surprises and interest rates: evidence from theFed funds futures market. Journal of Monetary Economics, 47, 523–544.

Nelson, C. y A. Siegel (1987) Parsimonious modeling of yield curves. Journal ofBusiness, 60, 473–489.

Ng, S. y P. Perron (2001) Lag length selection and the construcction of unit roottests with good size and power. Econometrica, 69, 1519–1554.

Nilsen, J. H. (1998) Borrowed reserves, Fed Funds rate targets and the term struc-ture. En I. Angeloni y R. Rovelli, eds., Monetary Policy and Interest Rates,capıtulo 4, 80–120. MacMillan Press LTD, London.

Perez-Quiros, G. y H. Rodrıguez (2001) The daily market for funds in Europe: hassomething changed with the EMU? ECB Working Paper No 67.

Perez-Quiros, G. y J. Sicilia (2002) Is the European Central Bank (and the UnitedStates Federal Reserve) predictable? Banco de Espana, Documento de Trabajon� 0229.

Rudebusch, G. D. (1995) Federal Reserve interest rate targeting, rational expec-tations, and the term structure. Journal of Monetary Economics, 35, 245–274.

Soderlind, P. y L. Svensson (1997) New techniques to extract market expectationsfrom financial instruments. Journal of Monetary Economics, 40, 383–429.

Wurtz, F. R. (2003) A comprehensive model on the euro overnight rate. ECBWorking Paper n� 207.

25