,QI.J GRADO DE PRESIN ESPECULATIVASOPORT LA PESETA ESPAOLA

EN EL PERODO DE BANDAS DEL SME?

Mara Araceli Rodn'guez Lpez

RESUMEN.Una de las contribuciones ms relevantes en la literatura em-prica reciente de crisis monetarias es la elaboracin de un indice de presin es-peculativa capaz de medir el grado de tensin que soporta una moneda en undeterminado periodo de tiempo. Por tratarse de una medida de presin especula-tiva, no slo se pretenden recoger aquellos ataques que se saldaron con una de-valuacin, sino tambin aquellos otros procesos que pudieron necesitar de unaintervencin activa de las autoridades monetarias de nuestro pas en defensa dela moneda y que, de cierta manera, se reflejarn en alguno de los componentesdel indice.PALABRAS cLAvE: Bandas de oscilacin, Presin especulativa, Crisis monetarias.JEL: F3 - Intemational Finance.

1. 1NTRODUCCINLa dcada de los aos 90 ha sido testigo de crisis monetarias y finan-

cieras dramticas. Las turbulencias sufridas por el Sistema Monetario Eu-ropeo en 1992-93, las tormentas de los pases latinoamericanos, sobre todoMxico, en 1994-95 y, ms recientemente, el colapso financiero de algunaseconomas asiticas, o de Rusia y Brasil han reavivado el inters sobre es-te tipo de procesos. Sin embargo, a pesar de los numerosos intentos de laliteratura terica y emprica de "Currency Crises" no existe consenso so-bre las razones que conducen a fenmenos de tal magnitud.

Una de las contribuciones ms relevantes en la literatura emprica re-ciente de crisis monetarias es la elaboracin de un ndice de presin espe-culativa capaz de medir el grado de tensin que soporta una moneda en undeterminado periodo de tiempo. Al tratarse de una medida de presin es-

190 Mara Araceli Rodrguez Lpez

peculativa, no slo se pretende recoger aquellos ataques que se saldaroncon una devaluacin, sino tambin aquellos otros procesos que pudieronnecesitar de una intervencin activa de las autoridades monetarias respon-sables en defensa de la moneda y que, de cierta manera, se reflejarn en al-guno de los componentes del ndice.

En este estudio se intenta cuantificar e identificar los procesos especu-lativos sufridos por la Peseta espaola desde su incorporacin al mecanis-mo de Tipos de Cambio e Intervencin del Sistema Monetario Europeo, el19 de junio de 1989 hasta diciembre de 1998, fecha en la que Espaa pasaa formar parte de la Unin Monetaria Europea.

2. MARCO DE ESTUDIO Y OBJETIVOS DEL ANLISISLa aplicacin de modelos de crisis monetarias o de balanza de pagos a

episodios concretos de turbulencias, ha sido paralela a la evolucin de la li-teratura terica en este campo (1) Contrastar o incluso, predecir, las oleadasespeculativas en los mercados cambiarios ha adquirido espe,cial relevanciadespus de las crisis de los aos noventa. Estos ataques en la ltima dca-da han actualizado el inters polftico y acadmico por los problemas de cri-sis de balanza de pagos y han aportado nuevos datos y experiencias que hanpermitido desarrollos empricos aplicados al estudio de tormentas moneta-rias y financieras.

Los anlisis ms recientes se han centrado en la deteccin de sealesprevias a los ataques, buscando las regularidades comunes entre ellos, ca-paces de arrojar signos inequvocos de la posibilidad de los mismos. Losestudios empricos realizados se han basado, por un lado, en la contrasta-cin de modelos tericos (2) , y por otro, en la utilizacin de metodologasno estructurales. Dentro de estos ltimos, los no estructurales, bsicarnen-te los trabajos se han centrado, a su vez, en la utilizacin de regresiones, ti-po Probit o Logit (3) y en el uso de test no paramtricos para la contrastacinde resultados, como la elaboracin de medidas o ndices que indiquen laprobabilidad de una crisis.

Los test no paramtricos se han fundamentado en el trabajo de Ei-chengreen, Rose y Wyplosz (1994). Los autores, utilizan datos trimestralesde veintids pases entre los aos 1967 y 1992, agrupados en dos muestrasdiferentes, una para los miembros del SME, y la otra para pases fuera delmismo, comparando el comportamiento de ciertas variables macroecon-

(1) Para una revisin de la literatura Agenor, Bhandari, y Flood (1992), Blackburn y Sola(1993), Jeanne (1997) y Flood y Marion (1998).

(2) Meese y Rose (1996) y Melick (1996) son estudios empricos con tma metodologa es-tructural.

(3) Eichengreen, Rose y Wyplosz (1996), Frankel y Rose (1996), Kruger, Osawke y Page(1998), Campos y Rodrguez (2000).

Qu grado de presin especulativa soport la peseta durante el perodo... 191

micas entre periodos de crisis y periodos de tranquilidad (4) Su idea es de-mostrar que si existen diferencias entre unos periodos y otros, es debido ala inadecuada evolucin de las variables fundamentales, inconsistente conel mantenimiento de la paridad del tipo de cambio, lo que conducira a laidea de apoyo a los modelos de primera generacin de crisis monetarias.Sin embargo, no hallar diferencias significativas entre ambos periodos, su-gerira la idea de una reversin en las expectativas o "ataques autorrealiza-bles", como origen de las turbulencias monetarias.

Los resultados para los pases fuera del Sistema sealaban diferenciassignificativas en el comportamiento de la mayora de las variables entre losperiodos de preataque y cualquier otro periodo, mientras que, para los pa-ses pertenecientes al Mecanismo de Cambios e Intervencin, suceda locontrario (5) Esta igualdad sera consistente con las predicciones de los mo-delos de segunda generacin, que enfatizan la posibilidad de mltiplesequilibrios y ataques "self-fulfilling" (6)

Una de las aportaciones de este trabajo ms relevantes e influyentes enla posterior literatura emprica, es la definicin de un ndice de presin es-peculativa El ndice es una media ponderada de los cambios experimenta-dos por el tipo de cambio, por los diferenciales de tipos de inters entre elpas nacional y el extranjero y las variaciones porcentuales en el diferencialde reservas, de manera que:

IPE, = co %4S, +co 2%A(i i")+co 3%(R 0> T [2.1]

dnde IPEt es el ndice de presin especulativa, cu t son las ponderaciones yT es un valor crtico a partir del cul se considera que hay crisis. Cuando elndice alcance valores extremos, se considera que existe una crisis. Lasponderaciones de esas variables son necesarias ya que se observa que la vo-latilidad condicionada de los cambios porcentuales en las reservas, es va-rias veces superior a la asociada al tipo de cambio, y sta superior tambin,a la volatilidad condicionada del cambio porcentual en el diferencial de ti-pos de inters. Con las ponderaciones se consigue que las contribucionesde los cambios en esas variables sean iguales.

(4) Utilizan el test de Kolmogorov-Smirnov para la igualdad de las funciones de distribu-cin, el test de ICruskal-Wallis para la igualdad de poblaciones y el tradicional test de la t de Stu-dent para la igualdad de prneros momentos.

Entre las variables utilizadas estn: tipos de inters a corto plazo, dficit del Estado, tipo decambio efectivo real, la ratio de exportaciones-importaciones, el cr,dito domstico, inflacin,crecimiento de la cantidad de dinero y de las reservas.

(5) Para casi ninguna de ellas se puede rechazar la hiptesis nula de igualdad de distribu-ciones, y cuando estadsticamente es posible el rechazo, los resultados son los contrarios a los quese esperaran segn las predicciones de los primeros modelos de crisis de Balanza de Pagos.

(6) Esta posibilidad ya fue sealada en Eichengreen y Wyplosz (1993).

192 Mara Araceli Rodrguez Lpez

En la literatura emprica de crisis monetarias, Moreno (1995), Ka-misky y Reinhart (1996), Sachs, Tornell y Velasco (1996), Eichengreen,Rose y Wyplosz (1995, 1996) y Kruger, Osakwe y Page (1998) elaborantambin ndices de presin especulativa, similares al anterior aunque conpeculiaridades diferenciadas dependiendo de las reas geogrficas a las quese aplica (7) o incluso, por la disponibilidad de variables, eliminando algu-na de las series componentes del ndice por falta de datos en pases en v-as de desarrollo (8) El concepto de crisis considerado es diferente tambinen la literatura, de manera que existe, desde la posibilidad de incluir ata-ques "exitosos" con resultado de devaluacin, como aquella de incluir s-lo episodios fmalizados con un incremento en los tipos de inters o unaconsiderable prdida de reservas. En este trabajo, se incluyen ambas posi-bilidades.

Kaminsky, Lizondo y Reinhart (1998) desarrollan una metodologa si-milar, con una diferente denominacin: "enfoque de seales". Se trata decontrolar la evolucin de varios indicadores que tienden a mostrar un com-portamiento anormal, en los periodos precedentes a una crisis. Cuando unode estos indicadores excede un cierto valor, se puede interpretar como unaseal de aviso de que una crisis monetaria puede tener lugar en los veinti-cuatro meses siguientes. El anlisis concluye que produccin, exportacio-nes, desviaciones del tipo de cambio real de su tendencia, precios deequidad y la ratio de cantidad de dinero respecto a las reservas intema-cionales son buenos indicadores de crisis monetarias.

Finalmente, Martnez-Pera (1999) y Piard (1999) construyen ndicesde presin especulativa que despus utilizan como variable endgena enmodelos de Markov con saltos de rgimen, analizando las posibles varia-bles fundamentales que determinan la probabilidad de salto entre los esta-dos de calma y crisis especulativa. El estudio en ambos casos se realiza atravs de procesos de Markov-Switching con probabilidades de transicinvariables (9)

El objetivo de este trabajo es medir, siguiendo esta metodologa, elgrado de presin especulativa que soport la Peseta espaola en el periodode pertenencia a las bandas de fluctuacin del Sistema Monetario Europeo,desde Junio de 1989 hasta diciembre de 1998. Pretendemos verificar y con-firmar la validez del procedimiento en el caso espaol, as como, identifi-

(7) Moreno (1995) utiliza datos de economas de la cuenca del pacfico, y Kamislcy y Rein-hart (1996) y Sachs, Tornell y Velasco (1996) y Kruger, Osakwe y Page (1998) lo aplican a pa-ses en vas de desarrollo. Slo Eichengreen, Rose y Wyplosz (1994, 1995, 1996) se centran enpases industrializados.

(8) Kamislcy y Reinhart (1996) y Sachs, Tomell y Velasco (1996) y 1Cruger, Osakwe y Pa-ge (1998) no utilizan el diferencial de tipo de inters.

(9) Hamilton (1994), cap. 5, pp. 142-145. Sobre la extensin del modelo para incluir la po-sibilidad de probabilidades variables ver Filardo (1994), Diebold et al. (1994) y Durland y McCurdy (1994).

Limite Superior I- Limite Interior

Tipo de CambioParidad Central

100

90 -

80 -

70 -

6090 91 9 93 94 96 97

Qu grado de presin especulativa soport la peseta durante el perodo... 193

car las etapas de estabilidad y crisis especulativa en el periodo muestral. Lacapacidad de separar y diferenciar aquellas etapas de estabilidad de aque-llas en las que la moneda espariola estuvo sometida a fuertes perturbacio-nes puede servir de base para la aplicacin de mtodos de estimacin quepennitan encontrar las variables ms relevantes e influyentes en dichos pe-riodos.

3. DATOS Y FECHAS RELEVANTES

La peseta se incorpor al Mecanismo de Tipos de Cambio e Interven-cin del SME, el da 19 de Junio de 1989 con el compromiso de mantenerla paridad de la peseta fluctuando dentro de la banda del -6% alrededor dela paridad central definida para cada una de las monedas. El objetivo era in-corporar a Esparia a la disciplina antiinflacionista del rea y reducir la vo-latilidad del tipo de cambio de la peseta frente a las monedas de nuestrossocios europeos.

Figura 1. EVOLUCIN DEL TIPO DE CAMBIO PESETA/MARCO ALEMN

En la figura 1, se representa el tipo de cambio Peseta/Marco alemn enel perodo de estudio, as como la paridad central y las bandas de fluctuacinantes y despus de la ampliacin de las mismas al -15%, el 2 de Agosto de1993. Es posible diferenciar dos comportamientos diferentes del tipo de cam-bio dependiendo de la amplitud de la banda. As, en el periodo de pertenen-cia a la banda estre,cha del -6% se puede observar una primera fase, desde laincorporacin hasta Junio de 1992, en el que la moneda espaola estuvoapreciada y en ocasiones rozando el lmite de su banda inferior. Diferentestensiones afectaron a la Peseta en este perodo, por ejemplo cuando, en di-

194 Mara Araceli Rodrguez Lpez

ciembre de 1989, arreciaron los rumores sobre el paso a la banda del 2,25%,acompaando a la Lira italiana (10) o aquellas en relacin a la posicin de laLibra esterlina desde su incorporacin al Sistema, en Octubre de 1990. Sinembargo, ninguno de estos acontecimientos supusieron un grave problemapara la moneda espaola, saldndose todos estos episodios sin cambios deparidad (11) . El desencadenante inmediato que desat la crisis del SME fue elescollo para la ratificacin del Tratado de Maastricht, despus del resultadonegativo del referndum dans, el da dos de junio de 1992. El efecto fue in-mediato sobre las monedas que, como la espariola, se beneficiaban de la cre-dibilidad antiinflacionista del Sistema, manteniendo posiciones alejadas en elcumplimiento de los criterios de convergencia. Los ataques especulativos,acentuados en los primeros das de septiembre, alteraron las expectativascambiarias y produjeron reajustes de cartera que se concretaron en el forta-lecimiento del Marco alemn y las monedas ms fuertemente ligadas a l,Florn holands y Franco belga, y en el debilitamiento de las monedas con ti-pos de inters ms elevados, y persistentes desequilibrios econmicos, la Pe-seta, la Libra inglesa, el Escudo portugus y la Lira italiana. El periodoespeculativo ms intenso que ha sacudido al SME, se sald para la Peseta contres devaluaciones y el paso a una banda de fluctuacin del 15%.

Despus de la ampliacin, la Peseta most una cierta tendencia a la de-preciacin, que se intensific en los primeros meses de 1995. La crisis delPeso mexicano en Diciembre de 1994, provoc efectos contagio en otros pa-ses con estrechos vnculos comerciales y la depreciacin del Dlar nortea-mericano, con la consiguiente fortaleza del Marco alemn y debilidad delresto de las monedas del Sistema. La Peseta se depreci y la prirna de riesgose increment, no slo debido a los problemas del Dlar, sino tambin por laincertidumbre politica espariola en ese momento y la mala evolucin de la in-flacin y el dficit pblico. Las presiones arreciaron en los primeros mesesde 1995 aconsejando una nueva devaluacin, que finalmente se produjo el da6 de marzo. Este nuevo realineamiento fue considerado un "reajuste tcnico"ya que la moneda no haba llegado a su lmite mximo de depreciacin (12)La evolucin de la Peseta en los meses siguientes reforz esta actuacin, co-rrigindose la depreciacin excesiva anterior a la devaluacin.

El periodo de estudio fmaliza con una etapa de estabilidad influenciadapor un Dlar fuerte y la convergencia de las variables fimdamentales de aque-llas econonas con expectativas de incorporacin a la futura Unin Monetaria.

(10) La lira past5 a la banda estrecha el 8 de enero de 1990, devaluando un 3,7%.(11) Algunas veces se ha calificado al periodo de paradjico, ya que las monedas ms fuer-

tes del Sistema eran aquellas pertenecientes a las econotnias con peores fundamentos macroeco-m5micos, es decir, alta inflacin y dficits fiscales y corrientes elevados. La situacin se vio muycondicionada por la dbil posicin de la Libra inglesa que situ6 a la Peseta en su mximo nivelde apreciacin en varias ocasiones.

(12) Banco de Espafia, Informe anual, 1995, p. 46.

Qu grado de presin especulativa soport la peseta durante el perodo... 195

4. CONSTRUCCIN E INTERPRETACIN DEL NDICE

4.1. DEFTNICIN

En el trabajo de Eichengreen, Rose y Wyplosz (1994), los autores uti-lizan tres variables para la construccin del ndice, la serie de tipo de cam-bio de la moneda para la que se intentan capturar los episodios de crisis, laserie de diferenciales de tipos de inters entre el pas nacional y el extran-jero y la serie del diferencial de reservas nacionales entre los dos pases.Otros estudios de la literatura emprica sobre el tema, como el de Sachs,Tomell y Velasco (1996) o el de Kaminslcy, Lizondo y Reinhart (1998) noincluyen la serie de diferenciales de tipos de inters por falta de datos parael conjunto de pases que componen su estudio. La frmula utilizada parala construccin del ndice de presin especulativa para la peseta espaolaes la siguiente:

1PE1 =o),%AS, +oe 2 %Ai*) 1-0 3 %A(R1 ) [4.1.1]

dnde S es el tipo de cambio spot notninal de la moneda nacional frente ala moneda extranjera, la segunda de las variables consideradas es el dife-rencial de tipos de inters entre el pas nacional y extranjero y, finalmente,incluimos la variacin de las reservas nacionales netas de moneda extran-jera.

El tipo de cambio es una variable detenninante en la construccin delndice, al capturar no slo los cambios de paridad de la moneda, es decircada una de las cuatro devaluaciones que sufri la peseta en el periodo quese extiende desde junio de 1989 hasta diciembre de 1998, sino tambin losmomentos de depreciacin o apreciacin en el tiempo de pertenencia a lasbandas de fluctuacin del SME.

El diferencial de tipos de inters y el porcentaje de variacin de las re-servas netas extranjeras son las variables que, en ausencia de reajustes ofi-ciales de las paridades, recogern la intervencin de las autoriciadesmonetarias en defensa de la moneda, de manera que, un incremento del di-ferencial de tipos de inters o una reduccin del nivel de reservas netas su-pondra tambin la elevacin del ndice. Nos parece adecuado incluir laserie de variacin de reservas netas porque mide cunto estn dispuestos aintervenir los responsables de poltica monetaria ante un ataque especulati-vo. Se trata de una variable fundamental en los Modelos de Primera Gene-racin, al definir el tipo de cambio sombra, o tipo de cambio despus delabandono del sistema de tipos de cambio o del reajuste de la paridad, co-mo aquel tipo para el cual las reservas han alcanzado su nivel mnimo (13)

(13) Flood y Garber (1984).

196 Mara Araceli Rodrguez Lpez

Realmente, el ndice de presin especulativa se compone de dos ele-mentos bsicos. Por una parte [iritl-Fst es, en trminos logartmicos y sihay paridad de arbitraje, un tipo de cambio a plazo o forward, frn

. Cual-quier desviacin de esos dos elementos resulta en una prima de riesgo quelos agentes privados asignan a la Peseta (14):

PR= St

Por otra parte, las variaciones en las reservas son otra forma de eva-luar:

PR=(E,S, /7")De esta forma los componentes del ndice pueden ser considerados una

forma, de medir la prima de riesgo. Cuando el ndice de presin especula-tiva alcance valores extremos, podremos suponer que los agentes asignabanuna prima de riesgo elevada y positiva a la Peseta frente a otras monedas,en este caso, frente a la moneda alemana porque el estudio se realiza parala cotizacin Peseta/Marco.

4.2. FUNDAMENTACIN TERICA

No existe acuerdo entre los expertos sobre el tipo de modelo que se de-be utilizar para generar un ndice de Presin Especulativa. La cuestin dela dependencia o independencia del ndice respecto a los modelos moneta-rios es todava una cuestin que preocupa a los investigadores. Weymark(1998) propuso una defmicin de presin en los mercados de cambio, in-dependiente de cualquier modelo, para construir un ndice compuesto porlas variaciones en el tipo de cambio y en las reservas oficiales extranjeras.Otros, como Piard (1999), serialan que, a pesar de la consistencia de su n-dice con un modelo de equilibrio de cartera, la independencia del mismorespecto a cualquier modelo es una caracterstica atractiva pues provee bue-nas interpretaciones del mismo.

En todo caso, la mayora reconocen que cualquier indicador de presinespeculativa en los mercados de cambios es defendible, independiente-mente del modelo terico que lo genera. De esta forma, ni los componen-tes del ndice ni las ponderaciones que se asignen a las variables derivan dela estimacin de un marco estructural de la economa.

Como la mayor parte de los investigadores que lo han utilizado sea-lan, un ndice de estas caractersticas debera ser derivado de la estimacinde excesos de demanda de fondos extranjeros, en un modelo de determina-

(14) Ridruejo (1986).

Qu grado de presin especulativa soport la peseta durante el perodo... 197

cin del tipo de cambio. Sin embargo, la mayora de esos intentos (15) hanindicado la falta de adecuacin de modelos que relacionen variables, comolos flujos de reservas y los tipos de inters, con los tipos de cambio.

Se puede postular el ndice de presin especulativa como una funcinparamtrica de los fundamentos de la economa, tales como la ratio de cre-cimiento del crdito domstico, el nivel de produccin o renta y el diferen-cial de tipos de inters. Siguiendo a Girton y Roper (1977), quienesintrodujeron el concepto de presin especulativa para referirse a la magni-tud del desequilibrio del mercado monetario, proponemos una funcin es-tndar de demanda de saldos reales, para deducir una relacin entre el ndicey los fimdamentos de la economa. Dicha funcin se expresa como sigue:

M YaP IP

De esta forma, porcentajes de variacin de la base monetaria se pue-den expresar como porcentajes de variacin de los precios, P, del nivel derenta real, M, y de los tipos de inters nacionales, I. Las potencias cc y 13 sonla elasticidad y la semi-elasticidad de la demanda de dinero a la renta y alos tipos de inters, respectivamente.

Si aplicamos logaritrnos y diferenciamos respecto al tiempo, obtenemos:

mt =p, OEYt 13/, [4.2.1]

Por otra parte, la cantidad de dinero de una economa se puede des-componer en dos elementos: M = D + SR donde, D es el nivel de crditodomstico, S es el precio, en pesetas de una unidad de moneda extranjera yR representa reservas intemacionales.

Aplicando incrementos y dividiendo por M, resulta:me = d + [4.2.2]

Igualando las dos ecuaciones anteriores, se obtiene, para el pas na-cional y el pas extranjero (16):

= d, +rsi piay,+

0 = d ,* +r's, p, * ay, * +0i,*

y restando:

(rs, rs*)+(c d, *)=(p, p( *)+a(y, i,*) [4.2.3]

(15) Me,ese y Rogoff (1983) es la referencia clsica.(16) El asterisco detona variables extranjeras.

198 Mara Araceli Rodrguez Lpez

Por otra parte la paridad del poder de compra (PPP) detennina:SP*

=1

y aplicando logaritmos y diferenciando:0 0 0S p* P _+ u

S P * Pde forma que:

[4.2.4]Sustituyendo esta ltima ecuacin en la anterior, sumando y

operando:

(d - r ) - 0(y i *)=(i rs*)+ e [4.2.5]IIE

As, el ndice de presin especulativa, compuesto por el diferencial delos tipos de inters entre el pas nacional y el extranjero, el diferencial dereservas nacionales y extranjeras y el tipo de cambio, se puede expresar co-mo funcin paramtrica de los fundamentos de la econona. Este es el en-foque utilizado por Eichengreen, Rose y Wyplosz (1994), seguido por lamayor parte de la literatura emprica de ndices de presin especulativa. Es-ta es, de hecho, nuestra aproximacin (17)

Adems de la discusin relativa al tipo de enfoque utilizado para fun-damentar el ndice, otro punto de debate ha sido la eleccin de las ponde-raciones aplicadas en el clculo del ndice. Debido a que la volatilidad delos tipos de cambio, de los tipos de inters y de las reservas puede ser muydiferente, es necesario asignar a cada uno de esos componentes del ndiceun peso o ponderacin especfico. Se ha sefialado que esa es una eleccinad-hoc, y por tanto, arbitraria.

En la literatura emprica de crisis monetaria esas ponderaciones han si-do obtenidas de forma bastante intuitiva. De hecho no existe una gua cla-ra sobre qu ponderaciones hay que asignar a cada una de las series. As,Piard (1999) utiliza como pesos el inverso de la desviacin tpica de cadaserie en todo el perodo. Eichengreen et al (1994) utilizan una medida deprecisin que pretende conseguir que los tres componentes del ndice ten-gan varianzas iguales (18) En este estudio vamos a utilizar ambos tipos de

(17) No utilizamos el diferencial de reservas entre el pas nacional y el extranjero, sino lavariable flujo, variacin de las reservas netas intemacionales en el pas analizado.

(18) Eichengreen, Rose y Wyplosz (1994, 1995), Sachs, Tomell y Velasco (1996) y Ka-minsky, Lizondo y Reinhart (1998) ponderan los componentes del ndice de forma que sus va-

Qu grado de presin especulativa soport la peseta durante el perodo... 199

ponderaciones, lo que dar lugar al Indice de Presin Especulativa 1, si usa-mos el primer tipo, y al Indice de Presin Especulativa 2, utilizando el se-gundo.

4.3. NDICE DE PRESIN ESPECULATIVA 1Denominamos Indice de Presin Especulativa 1 a la medida de presin

que se ha construido con las ponderaciones calculadas como el inverso delas desviaciones tpicas para cada una de las variables a lo largo del perio-do considerado, es decir:

1Ct) =

cyEsta medida seala varios episodios de fuerte presin especulativa

contra la Peseta. Como era previsible, no todos esos episodios coincidencon reajustes de paridad de la moneda espaola, ya que algunos de ellos s-lo requirieron intervenciones va reservas o va tipos de inters, para sofo-car las tensiones.

Figura 2. NDICE DE PRESIN ESPECULATIVA 1

89 90 91 92 93 94 95 96 97 98

En cualquier caso, se detectan dos periodos principales de inestabili-dad. El primero, coincidente con la crisis monetaria del SME, que se ex-

rianzas igualen a las thrths por una medida de preeisin relativa. Se define precisin relativa co-mo el inverso de la varianza sobre las suma del inverso de las varianzas de las series que compo-nen el ndice.

-4

1.0

0.8 -

0.6 -

0.4 -

0.2 -

0.0

200 Mara Araceli Rodrguez Lpez

tiende desde el verano de 1992 hasta la ampliacin de las bandas en agos-to de 1993. El segundo de los episodios ms relevantes, coincide con la de-valuacin de la Peseta en marzo de 1995.

A continuacin, intentamos identificar, cul de esos momentos se pue-de considerar crisis especulativa. Es posible utilizar varios valores crticos,T. En nuestro caso, y con el fin de recoger de la mejor manera posible esosmomentos, utilizaremos la siguiente funcin indicador (19):

TIndice{o si Indice < 2adnde o es la desviacin tpica del ndice. El resultado de aplicar el inter-valo de confianza es el siguiente:

Figura 3

1 si Indice> 2a

89 90 91 92 93 94 95 96 97 98

En la figura 3 se recogen los momentos ms relevantes de tensionesque han afectado a la peseta en el periodo de estudio. Obtenemos la exis-tencia de presiones para las siguientes observaciones: octubre y diciembrede 1992, julio y agosto de 1993 y, finalmente, enero y marzo de 1995. Sor-prendentemente, la devaluacin de mayo de 1993 no resulta como valor de

(19) El valor crtico es dos por la desviacidn estndar sobre la media en la metodologa deEichengreen, Rose y Wyplosz (1994). Kruger, Osakwe y Page (1998) utilizan el valor 1,5 por ladesviacin estndar sobre la media. Kaminsky y Reinhart (1996) utilizan el valor tres de la des-viacidn estndar sobre la media para medir los episodios de crisis.

El intervalo de confianza, en este caso, es del 95%. Tambin se ha calculado al nivel de con-fianza del 90%, siendo los resultados prcticamente los mismos.

Qu grado de presin especulativa soport la peseta durante el perodo... 201

crisis o inestabilidad y si lo hace la devaluacin de marzo del 95 que fuecalificada como "reajuste tcnico". En el perfil del indice este periodo en-tre finales de 1992 y la ampliacin de las bandas, se caracteriza por unaevolucin o intensidad semejante a la que muestra al comienzo de la mues-tra, cuando la Peseta se incorpor al Sistema y sufri ciertas perturbacio-nes, que no se tradujeron en reajustes de paridad. Es probable que ladevaluacin de mayo estuviera ya descontada por los agentes o bien que laoleada especulativa en otofio del 92 y el verano del 93, mitigara la intensi-dad y la magnitud de este realineamiento.

Ratificando esta ltima idea, efectivamente, si la funcin indicador seconstruye a un nivel de confianza menor (85%) sta recoge momentos deturbulencias o presiones anteriores a la devaluacin de mayo de 1993, a de-ms de otros momentos especulativos posteriores, pero no las turbulenciasdespus de la incorporacin al Sistema.

1 si Indice>al

TInch.ce 0 si lndice

co,ci 2i

1a

2i

202 Mara Araceli Rodrguez Lpez

4.4. NDICE DE PRESIN ESPECULATIVA 2Una medida alternativa que quiz permita mejorar los resultados se

puede construir asignando diferentes ponderaciones a las series compo-nentes del indice, intentando igualar sus varianzas. En este caso, los pesosse calculan:

1

El nuevo indice muestra una evolucin semejante al primero. Los pe-riodos especulativos, se concentran, como en el caso anterior, en la tor-menta monetaria de 1992 y 1993, y en los primeros meses de 1995. Conesta nueva medida, las perturbaciones derivadas de la incorporacin sonequiparables a la devaluacin de Mayo de 1993.

Figura 5. NDICE DE PRESIN ESPECULATIVA 2

1.5

1.0-

0.5-

0.0-

-0.5 -

-1.0-

-1.5-

-2.0 ,89 90 91 92 93 94 95 96 97 98

De forma anloga al anlisis realizado en la seccin anterior, construi-mos una funcin indicador, cuyos resultados se muestran en la figura 6. Eneste caso, con la funcin al 95% de nivel de confianza, se pueden hallar al-gunas diferencias respecto a la anterior medida. En primer lugar, las pre-siones sufridas despus de la incorporacin al Sistema, se recogen msclaramente ahora, sobre todo, las de finales de 1989, cuando se generaronrumores sobre un posible paso de la peseta a la banda estrecha, acompa-ando a la Lira Italiana.

Qu grado de presin especulativa soport la peseta durante el perodo... 203

Como para el ndice 1, la tormenta especulativa de otoo de 1992 y1993 se seriala de forma explicita, aunque los meses en los que el ndice esmayor que el valor crtico, segn la funcin indicador, no son los mismosque en el caso anterior, siendo el mes de Septiembre la fecha que marca elcomienzo de las perturbaciones. Los meses a los que se les asigna un valorde crisis son: diciembre de 1989, septiembre y octubre de 1992, marzo de1993 y enero y marzo de 1995. El paso a la banda del : _-15%, en agosto del93 no se corresponde con un momento de presin especialmente relevantea este nivel de confianza (20)

Figura 6

1.0

0.8 -

0.6 -

0.4 -

0.2 -

89 90 91 92 93 94 95 98 97 98

Con este ndice es posible identificar las perturbaciones previas a cadadevaluacin con cierta antelacin, lo que puede ser coherente con la posi-bilidad de que las devaluaciones fueran un acontecimiento previsto por losagentes y por tanto la adecuacin de las turbulencias a los primeros mode-los de crisis monetarias o modelos de primera generacin. A dems, lasfuertes perturbaciones que, al comienzo del periodo de pertenencia al Sis-tema sacudieron a la moneda espaola, aparecen en esta nueva medida,siendo equiparables a los cambios de paridad que se produjeron posterior-mente. Incluso, parece razonable que la ampliacin de las bandas de fluc-tuacin no se recoja a niveles de confianza elevados del 95%, que la harancomparable con las presiones especulativas de las tres devaluaciones ante-riores cuando, realmente, la ampliacin no supuso un realineamiento sino

0.0

(20) La funcin indicador solamente seala este mes si se construye a niveles de confianzadel 90 o del 85%.

204 Mara Araceli Rodrguez Lpez

el paso efectivo a bandas ms amplias y a un sistema de cambios, en laprctica, cuasi-flexible.

Por otro lado, la devaluacin de marzo del 95 es un valor de crisis, aun-que la presin especulativa parece estar ubicada al inicio de 1995, o inclu-so, en diciembre de 1994, lo que demuestra la influencia que la crisis delPeso mexicano ejerci en este ltimo reajuste de la Peseta.

CONCLUSIONES

Los principales resultados extrados de este ejercicio, muestran en pri-mer lugar la capacidad relativa de los Indices de Presin Especulativa cons-truidos para la Peseta espariola. Por una parte se demuestra la capacidad deeste tipo de medida para recoger las turbulencias que afectaron a nuestramoneda en el tiempo de pertenencia a las bandas del Sistema, aunque exis-tan diferencias relevantes entre los dos ndices propuestos con diferentesponderaciones.

Solamente la tormenta monetaria de otorio de 1992 y el nuevo periodode crisis, al comienzo de 1995 se ilustran a travs de las dos medidas ycualquier nivel de confianza escogido como valor crtico, T. Los momentosde turbulencias al comienzo del periodo muestral, despus de la incorpora-cin de la peseta, toman un valor unitario en la funcin indicador al utili-zar la segunda medida. Con el primer ndice las presiones derivadas de laincorporacin a la disciplina de cambios del Sistema no parecen relevantes.

Adems, las perturbaciones de la prnera mitad de 1993, tambin son,relativamente menos importantes. Con el ndice 1, slo si el nivel de con-fianza es del 85% conseguimos que la funcin indicador tome un valor uni-tario en fechas cercanas a la devaluacin de mayo, y con el segundo indicey al mismo nivel de confianza se consigue que el dato mensual de la am-pliacin de las bandas sea relevante. Por esta razn, se podra concluir quelas turbulencias fueron ms intensas en otofio de 1992, que en la primeramitad del 93.

Por otro lado, nos parece interesante el hecho de haber conseguido iden-tificar algunos momentos de presin que no se saldaron con devaluaciones dela divisa espaola, como por ejemplo, el mes de diciembre de 1989. Esto pa-rece demostrar que no todos los momentos de presin especulativa finaliza-ron con realineamientos de la moneda. Previsiblemente, los ajustes delmercado, en esos casos, se realizaron va reservas o va tipos de inters.

Sin embargo, a pesar de la evidente capacidad explicativa de las medi-das de presin especulativa construidas, hemos de serialar ciertas divergen-cias entre ellas y la dificultad de conseguir un nico indicador apropiado.Estas cuestiones pueden plantean ciertas dudas, no tanto respecto a su po-sible posterior aplicacin emprica, sino respecto al umbral a considerar,para que los momentos de turbulencias especulativas sean reflejados de laforma ms correcta posible.

Qu grado de presin especulativa soport la peseta durante el perz'odo... 205

B1BLIOGRAFA

AGENOR, P.R.; J.S. BHANDARI, Y R.P. FLOOD (1992), "Speculative Attacks and Mo-dels of Balance-of-Payments Crises" Staff Papers, International MonetaryFund, vol. 39, junio, pp. 357-94.

BANCO DE ESPAA, Informe anual, 1995, p. 46.BLACKBURN, K. y M. SOLA. (1993), "Speculative Currency Attacks and Balance of

Payments Crises" Journal of Economic Surveys, 7, 119-144CAMPOS, M.I. y M.A. RODRGUEZ (2000), "Explica un Modelo de Eleccin Dis-

creta las Crisis de la Peseta en el Periodo de Bandas?", Mimeo, Departamen-to de Fundamentos del Anlisis Econmico. Universidad de Valladolid.

DIEBOLD, F.X.; J.-H. LEE y G.C. WEINBACH (1994), "Regimen Switching with Ti-me-Varying Transition Probabilities" C. Hargreaves (ed.) Nonstationary TimeSeries Analysis and Cointegration, Oxford: Oxford University Press.

DURLAND J.M. y T.H. Mc CURDY (1994), "Duration-Dependent Transitions in aMarkov Model of U.S. GNP Growth" Journal of Business and EconomicStatistics, 12, 279-88.

EICHENGREEN, B. y C. WYPLOSZ (1993), "The Unstable EMS" Brooking Papers onEconomic Activity 1, 51-143.

EICHENGREEN, B.; A.K. ROSE, y C. WYPLOSZ (1994), "Speculative Attacks on Peg-ged Exchange Rates: An Empirical Exploration With Special Reference to theEuropean Monetary System" in M. Canzoneri, P. Masson, y V. Grilli (eds.),The New Transatlantic Economy, Cambridge University Press for CEPR,Cambridge.

- (1995), "Exchange Market Mayhem: The antecedents and aftermath of Spe-culative Attacks" Economic Policy 21, pp. 249-312

- (1996), "Contagions Currency Crises", NBER Working Paper, 5681.FILARDO, A.J (1994), "Business-Cycle Phases and Their Transitional Dynamics"

Journal of Business and Economic Statistics, 12, 299-308.FLOOD, R.P., y P.M. GARBER (1984), "Collapsing Exchange Rate regimes: Some

Linear Examples" Journal of International Economics 17, 1-13.FLOOD, R.P. y N. MARION (1998), "Perspectives of The Recent Currency Crisis Li-

terature" NBER Working Paper 6380.FRANKEL, J. y A. ROSE (1996), "Currency Crashes in Emerging Markets: An Em-

pirical Treatment", Journal of International Economics, 41: 351-366.GraToN, L. y D. ROPER (1977), "A Monetary Model of Exchange Rate Pressure

Applied to Postwar Canadian Experience", American Economic Review 76.537-548.

HAMILTON, J.D. (1994), "Time Series Analysis", Princeton University Press, Prin-ceton, New Jersey.

JEANNE, O. (1997), "Are Currency Crises self-fulfiLling? A test", Journal of In-ternational Economics, 43 263-286.

JIMNEZ-RIDRUEJO, Z. (1986), "Teora y Politica Macroeconmicas Intemaciona-les, AC.

206 Mara Araceli Rodrguez Lpez

KAMINSKY, G.; S. LIZONDO Y C.M. REINHART (1998), "Leading Indicators of Cu-rrency Crises", IMF Staff Papers 45, pp. 1-48.

KAmiNsicy, G. y C.M. REINHART (1996), "The Twin Crises: The Causes of Banlcingand Balance of Payments Problems", International Finance Discussion Paper544, Washington: Board of Govemors of the Fe,cleral Reserve System. Marzo.

KRUGER, M.; P.N. OSAKWE y J. PAGE (1998), "Fundamentals, Contagion and Cu-rrency Crises: An Empirical Analysis", Working Papers, 98-10, InternationalDepartment, Bank of Canada.

MARTNEZ-PERIA, M.S. (1998), "A Regimen Switching Approach to the Study ofSpeculative Attacks: A focus on the EMS Crises". Mimeo, Department ofEconomics, University of California, Berkley.

MEESE, R.A., y K. ROGOFF (1983), "Empirical Exchange Models of the Seventies:Do They Fit Out the Sample?" Journal of International Economics 14, 3-24

MEESE, R.A. y A.K. ROSE (1996), "Exchange Rate Instability: Determinants andPredictability", Mimeo, Haas School of Business, University of California.

MELICK W.R. (1996), "Estimation of Speculative Attack Models: Mexico YetAgain" Bank of International Settlements Working Paper 36.

MORENO, R. (1995), "Macroeconomic Behaviour During Periods of SpeculativePressure or Realignment: Evidence from Pacific Basin Economies", Econo-mic Review, Federal Reserve Bank of San Francisco 3, 3-16.

PIARD, S. (1999), "New Empirical Evidence on The French Currency Crises", Mi-meo, Departamento de Economa, London Guilcihall University. U.K.

SACH, J.; A. TORNELL, y A. VELASCO (1996), "Financial Crises in Emerging Mar-kets: The Lessons from 1995, Brooking Papers on Economic Activity, 16:147-215.

WEYMARK, D.N. (1995), "Estimating Exchange Market Pressure and the Degree ofExchange Market Intervention for Canada", Journal of International Econo-mics, 39, 273-295 .

(1998), "A General Approach to Measuring Exchange Market Pressure", Ox-ford Economic Papers, 50, 106-121