Saber Hacer con el Saber VALOR DE LOS FONDOS COMUNES ORDINARIOS (FCO) EN FUNCION DE LAS TASAS DE INTERES Y DE LOS MEDIOS DE PAGO

(1)

Calle 31 No. 13 A – 51 Torre 1 Oficina 208, Edifício Panorama Parque Central Bavária. Bogotá - Colombia. Teléfono: (571) 4793031 www.tya.com.co 1

VALOR DE LOS FONDOS COMUNES ORDINARIOS (FCO) EN FUNCION DE LAS TASAS DE INTERES Y DE LOS MEDIOS DE PAGO

Por: Guillermo Topa

En este artículo presenta los resultados de un trabajo que pretendió explicar, mediante un modelo econométrico, el comportamiento del valor agregado de los FCO en un momento dado en función de dos variables macroeconómicas: las tasas de interés y la liquidez del mercado.

1. Introducción.

Uno de los principales productos ofrecidos por los negocios fiduciarios son, dentro de la categoría de fiducia de inversión, los fondos comunes ordinarios (FCO), en los cuales, de acuerdo con la ley los recursos colectivos sólo pueden invertirse en títulos de renta fija.

Los FCO constituyen vehículos poderosos de promoción del ahorro privado. Cumplen una importante función de intermediación de recursos. Son a su vez un instrumento eficiente para desarrollar el mercado de capitales, en especial para fomentar la liquidez del mercado secundario de títulos y le dan la oportunidad al pequeño inversionista de tener acceso al manejo profesional y sofisticado de portafolios de valores. Entre otros efectos, favorecen la rentabilidad de la inversión colectiva y permiten economías de escala en la atención conjunta de grupos de inversionistas.

El crecimiento de la inversión total en los FCO en los últimos años ha sido importante, sin embargo ha mostrado un comportamiento disímil. Los activos de los FCO pasaron de $313 mil millones en enero de 1992 a más de $1,0 billón en un año, y a $1,43 billones en abril de 1996. (Ver el gráfico 1)

(2)

Gráfico 1

2. Especificaciones del problema en términos del modelo económico El ahorro privado vía inversión en FCO ha crecido más de $1,0 billón en los últimos tres años. Sin embargo, desde 1993 el saldo agregado de los FCO se ha movido alrededor de $1.4 billones, lo cual quiere decir que ha disminuido en términos reales.

Este fenómeno es reflejo de lo que ha pasado con el ahorro macroeconómico del sector privado en el país, el cual se redujo de niveles superiores al 14% del PIB en 1992 a cifras cercanas al 8% en 1994 y 1995 .

La percepción de los actores del mercado financiero colombiano es que la dinámica de los FCO ha respondido principalmente a la evolución de las tasas de interés de mercado, puesto que a través de los fondos se mueve una porción importante de los excesos de liquidez de entidades de los sectores financiero y real. Los FCO han ofrecido un producto que atiende por igual las necesidades de los tesoreros de las empresas y las demandas del ahorrador pequeño.

Un análisis inicial, muestra que los saldos de los FCO se caracterizan por registrar variaciones frecuentes y significativas entre una y otra semana. Al analizar el comportamiento cíclico claramente se observan unas reducciones semestrales que coinciden con los meses de junio y diciembre, lo que corrobora las fluctuaciones monetarias típicas de nuestra economía que están relacionadas con los movimientos que presenta la base monetaria exactamente

(3)

para esas fechas (ver en el gráfico 1, el pico de M1 en cada mes de enero). Este fenómeno, se debe a las grandes necesidades de efectivo para consumo masivo, tanto privado como público, que se realiza en nuestra economía por esas épocas.

El fenómeno anterior se ha visto acompañado de un lógico incremento de las tasas de interés, que se mantiene por algún tiempo después del periodo de iliquidez.

Como se puede advertir del análisis inicial presentado, el saldo de la inversión total de los fondos depende en gran medida del comportamiento de las tasas de interés y de la liquidez del mercado. Por lo tanto, sobre esas dos variables se centrará la discusión en adelante para tratar de explicar el saldo de los FCO en un momento dado. El modelo económico a utilizar es:

$FCO = f (Medios de Pago , Tasas de Interés) 3. Definición del modelo econométrico.

El objetivo de nuestro modelo econométrico es estimar el valor agregado de los FCO en un momento dado, bajo la hipótesis que éste depende principalmente de dos variables macroeconómicas: las tasas de interés y la liquidez del mercado. Para medir estas variables, se escogieron la DTF y M1, respectivamente. La DTF es la tasa de mercado más representativa utilizada como base para la captación y colocación en Colombia. También, es muy utilizada para transacciones en el mercado de capitales; y M1 mide la cantidad de efectivo más depósitos en cuentas corrientes, o sea es la cantidad de activos más líquidos (exigibles a la vista) disponibles en la economía.

Una razón de peso para escoger la DTF y M1 es que se pueden conseguir sus series históricas confiables y completas, algo que no es posible para otros índices y variables económicas y financieras en nuestro país.

Se esperaba encontrar una fuerte relación entre el valor de los FCO y las cambios presentados en el valor de la DTF y en el nivel de M1. Sin embargo, se tuvo presente la existencia de otras variables macroeconómicas que también influyen, como: el PIB, los impuestos que gravan a los inversionistas de un FCO, el ahorro externo, etc. También, era importante tener en cuenta las medidas de regulación tomadas por entidades de control del Gobierno sobre las entidades fiduciarias y específicamente sobre los FCO, que en su momento han incentivado o no el desarrollo de estos fondos. Lo anterior, podría ser lo suficientemente fuerte para hacer variar nuestra hipótesis.

(4)

La siguiente fórmula define nuestro modelo econométrico lineal:

Y

t

= β

0

+ β

1

X

1t

+ β

2

X

2t

+ µ

t donde,

Yt : Es el valor de los FCO, variable explicada.

X1t : es el valor de M2, variable explicativa.

X2t : es el valor de la tasa DTF, variable explicativa.

µ_t : es el término de error.

βi : parámetros a estimar, coeficientes.

Es un modelo dinámico, donde el valor del FCO es estimado a partir de los cambios encontrados en las variables explicativas a través del tiempo.

La hipótesis a verificar con este modelo era que el saldo agregado de los fondos dependía positivamente de los medios de pago (M1) y negativamente de las tasas de interés. Si los medios de pago se incrementan debe aumentar la liquidez del mercado y se espera que una parte de ese aumento se vaya en ahorro o en inversiones temporales realizadas en los FCO, lo cual implica un incremento en el saldo agregado de los mismos. Si la DTF sube, se espera que el valor de mercado de los FCO disminuya, debido que sus activos mayoritarios (inversiones de renta fija) se verán disminuidos en su valor de mercado. Por lo tanto, el signo esperado para β1 es positivo y para β2 es negativo.

El término de error debía medir la incidencia de otras variables que no se tuvieron en cuenta en el modelo, tales como: el PIB, el nivel de gasto del Gobierno, el nivel de ahorro extranjero, los impuestos, nuevas regulaciones, la estacionalidad en el consumo, etc.

El tipo de análisis a efectuar fue de series de tiempo. Se utilizó información histórica de 224 semanas que corresponde a los últimos 4,3 años, entre el 10 de enero de 1992 y el 19 de abril de 1996. Esta información es la siguiente: • El saldo agregado de los FCO, en millones de pesos. Fuente: Oficina de

Estadística de la Superintendencia Bancaria. La muestra se hizo tomando los saldos agregados del día viernes de cada semana.

• El valor de la DTF semanal, dada en términos de efectivo anual. Fuente: Banco de la República.

• El saldo de M1 en millones de pesos. Fuente: Banco de la República. Para efectos del presente trabajo se tomó el valor de M1 el viernes de cada semana.

(5)

TABLA 1: MEDIOS DE PAGO (M1), VALOR DE LOS FONDOS COMUNES ORDINARIOS(VFCO), Y DTF Cifras semanales, con corte al día viernes.

(Cifras en $millones)

Date M1 VFCO DTF % Date M1 VFCO DTF % Date M1 VFCO DTF % Date M1 VFCO DTF %

10-ene-92 2,795,434 313,313 12-feb-9336.58 3,572,329 1,349,769 25.74 18-mar-94 4,793,457 1,697,848 21-abr-9525.40 5,760,571 1,261,689 34.47 17-ene-92 2,795,434 336,983 19-feb-9336.56 3,572,329 1,311,478 25.85 25-mar-94 4,793,457 1,646,963 28-abr-9525.48 5,760,571 1,204,023 35.55 24-ene-92 2,795,434 380,585 26-feb-9335.98 3,572,329 1,309,447 26.29 1-abr-94 4,793,457 1,563,395 5-may-9525.37 5,934,633 1,248,359 36.25 31-ene-92 2,795,434 381,511 5-mar-9334.27 3,479,771 1,330,070 26.45 8-abr-94 4,827,425 1,717,187 12-may-9525.25 5,934,633 1,307,514 35.95 7-feb-92 2,571,690 386,347 12-mar-9331.25 3,479,771 1,384,957 26.49 15-abr-94 4,827,425 1,716,855 19-may-9525.10 5,934,633 1,352,087 34.97 14-feb-92 2,571,690 405,864 19-mar-9329.90 3,479,771 1,368,077 26.58 22-abr-94 4,827,425 1,659,212 26-may-9525.33 5,934,633 1,323,605 34.76 21-feb-92 2,571,690 478,602 26-mar-9328.75 3,479,771 1,339,160 26.84 29-abr-94 4,827,425 1,517,582 2-jun-9525.29 5,934,633 1,294,881 34.75 28-feb-92 2,571,690 541,095 2-abr-9328.25 3,479,771 1,305,441 26.90 6-may-94 4,982,217 1,485,801 9-jun-9525.20 5,814,972 1,302,285 34.55 6-mar-92 2,567,868 571,436 9-abr-9328.90 3,512,713 1,348,895 27.04 13-may-94 4,982,217 1,601,451 16-jun-9525.45 5,814,972 1,307,409 34.81 13-mar-92 2,567,868 589,565 16-abr-9328.86 3,512,713 1,389,277 26.90 20-may-94 4,982,217 1,670,351 23-jun-9526.28 5,814,972 1,288,171 34.58 20-mar-92 2,567,868 594,056 23-abr-9328.56 3,512,713 1,418,239 26.82 27-may-94 4,982,217 1,635,805 30-jun-9526.45 5,814,972 1,254,405 34.23 27-mar-92 2,567,868 601,197 30-abr-9328.19 3,512,713 1,384,432 26.96 3-jun-94 4,986,825 1,567,350 7-jul-9526.22 6,179,649 1,358,234 31.95 3-abr-92 2,620,954 623,879 7-may-9328.40 3,771,406 1,432,798 26.58 10-jun-94 4,986,825 1,413,492 14-jul-9525.65 6,179,649 1,455,422 30.59 10-abr-92 2,620,954 636,578 14-may-9327.92 3,771,406 1,442,394 26.39 17-jun-94 4,986,825 1,324,491 21-jul-9526.17 6,179,649 1,479,477 30.20 17-abr-92 2,620,954 743,259 21-may-9327.69 3,771,406 1,380,210 26.45 24-jun-94 4,986,825 1,263,029 28-jul-9526.59 6,179,649 1,438,004 30.30 24-abr-92 2,620,954 930,271 28-may-9327.12 3,771,406 1,276,813 26.42 1-jul-94 4,986,825 1,179,137 4-ago-9527.74 6,231,075 1,450,482 29.78 1-may-92 2,620,954 922,474 4-jun-9326.30 3,800,471 1,227,865 26.14 8-jul-94 5,246,101 1,426,786 11-ago-9529.02 6,231,075 1,506,067 26.63 8-may-92 2,895,252 948,289 11-jun-9326.65 3,800,471 1,299,945 26.21 15-jul-94 5,246,101 1,410,093 18-ago-9530.83 6,231,075 1,545,116 29.34 15-may-92 2,895,252 1,117,107 18-jun-9325.93 3,800,471 1,350,093 26.58 22-jul-94 5,246,101 1,399,255 25-ago-9529.92 6,231,075 1,531,167 29.01 22-may-92 2,895,252 1,141,929 25-jun-9325.10 3,800,471 1,343,566 26.74 29-jul-94 5,246,101 1,412,128 1-sep-9529.22 6,231,075 1,451,725 28.68 29-may-92 2,895,252 1,142,850 2-jul-9324.18 3,800,471 1,368,083 26.47 5-ago-94 5,334,257 1,277,228 8-sep-9528.48 5,994,849 1,469,427 28.92 5-jun-92 2,895,472 1,148,438 9-jul-9323.94 4,022,728 1,426,811 26.41 12-ago-94 5,334,257 1,257,119 15-sep-9528.84 5,994,849 1,486,183 30.09 12-jun-92 2,895,472 1,189,617 16-jul-9323.50 4,022,728 1,460,266 25.99 19-ago-94 5,334,257 1,263,718 22-sep-9529.32 5,994,849 1,488,334 30.43 19-jun-92 2,895,472 1,224,822 23-jul-9323.03 4,022,728 1,470,282 25.77 26-ago-94 5,334,257 1,383,682 29-sep-9529.98 5,994,849 1,458,811 29.96 26-jun-92 2,895,472 1,223,376 30-jul-9323.05 4,022,728 1,477,727 25.95 2-sep-94 5,334,257 1,385,369 6-oct-9531.13 6,033,157 1,533,444 29.65 3-jul-92 3,084,441 1,259,762 6-ago-9322.64 4,020,705 1,519,937 25.37 9-sep-94 5,309,436 1,420,695 13-oct-9531.78 6,033,157 1,579,634 30.13 10-jul-92 3,084,441 1,295,321 13-ago-9322.25 4,020,705 1,585,633 24.22 16-sep-94 5,309,436 1,464,517 20-oct-9531.10 6,033,157 1,565,896 29.47 17-jul-92 3,084,441 1,306,400 20-ago-9321.85 4,020,705 1,560,285 24.60 23-sep-94 5,309,436 1,478,815 27-oct-9531.13 6,033,157 1,574,639 28.98 24-jul-92 3,084,441 1,221,169 27-ago-9321.83 4,020,705 1,581,828 24.53 30-sep-94 5,309,436 1,423,428 3-nov-9530.69 6,115,270 1,605,243 29.12 31-jul-92 3,084,441 1,211,215 3-sep-9321.52 4,005,321 1,596,914 24.34 7-oct-94 5,342,394 1,307,646 10-nov-9530.97 6,115,270 1,617,099 29.22 7-ago-92 2,995,292 1,202,906 10-sep-9321.98 4,005,321 1,670,348 24.28 14-oct-94 5,342,394 1,243,812 17-nov-9530.55 6,115,270 1,605,003 29.35 14-ago-92 2,995,292 1,142,847 17-sep-9322.31 4,005,321 1,596,800 24.27 21-oct-94 5,342,394 1,318,495 24-nov-9531.03 6,115,270 1,570,518 29.39 21-ago-92 2,995,292 1,058,191 24-sep-9323.07 4,005,321 1,434,019 24.25 28-oct-94 5,342,394 1,279,224 1-dic-9532.62 6,115,270 1,436,435 29.80 28-ago-92 2,995,292 988,819 1-oct-9324.32 4,005,321 1,471,658 24.32 4-nov-94 5,458,850 1,310,996 8-dic-9532.40 6,589,411 1,310,968 30.12 4-sep-92 2,976,164 1,039,159 8-oct-9326.03 4,108,353 1,508,984 24.48 11-nov-94 5,458,850 1,288,676 15-dic-9533.90 6,589,411 1,354,852 32.13 11-sep-92 2,976,164 995,527 15-oct-9327.36 4,108,353 1,517,314 24.63 18-nov-94 5,458,850 1,338,116 22-dic-9534.56 6,589,411 1,217,962 34.43 18-sep-92 2,976,164 983,457 22-oct-9327.67 4,108,353 1,581,653 24.55 25-nov-94 5,458,850 1,321,009 29-dic-9534.78 6,589,411 1,179,215 33.13 25-sep-92 2,976,164 1,011,175 29-oct-9327.09 4,108,353 1,544,197 25.09 2-dic-94 5,458,850 1,257,898 5-ene-9635.62 7,682,625 1,317,838 33.50 2-oct-92 2,976,164 1,012,153 5-nov-9327.16 4,193,614 1,593,975 25.01 9-dic-94 5,778,284 1,188,442 12-ene-9637.32 7,682,625 1,469,751 33.49 9-oct-92 3,008,140 982,044 12-nov-9327.40 4,193,614 1,618,749 24.97 16-dic-94 5,778,284 1,172,504 19-ene-9635.99 7,682,625 1,511,740 33.22 16-oct-92 3,008,140 1,041,241 19-nov-9327.20 4,193,614 1,622,160 25.27 23-dic-94 5,778,284 1,072,610 26-ene-9637.77 7,682,625 1,379,578 32.27 23-oct-92 3,008,140 1,106,334 26-nov-9327.73 4,193,614 1,606,327 25.33 30-dic-94 5,778,284 1,122,672 2-feb-9638.66 7,682,625 1,437,644 31.90 30-oct-92 3,008,140 1,114,942 3-dic-9328.14 4,424,639 1,529,297 25.69 6-ene-95 6,418,988 1,285,122 9-feb-9638.06 6,639,434 1,483,942 31.80 6-nov-92 3,130,052 1,136,002 10-dic-9327.36 4,424,639 1,417,006 25.59 13-ene-95 6,418,988 1,382,123 16-feb-9636.94 6,639,434 1,436,250 33.07 13-nov-92 3,130,052 1,185,444 17-dic-9327.24 4,424,639 1,309,713 25.63 20-ene-95 6,418,988 1,388,702 23-feb-9633.03 6,639,434 1,444,047 32.99 20-nov-92 3,130,052 1,130,037 24-dic-9326.94 4,424,639 1,222,377 25.88 27-ene-95 6,418,988 1,349,325 1-mar-9632.39 6,639,434 1,392,899 33.34 27-nov-92 3,130,052 1,109,815 31-dic-9326.92 5,124,838 1,206,863 26.67 3-feb-95 5,858,923 1,253,537 8-mar-9631.92 6,584,379 1,404,513 32.95 4-dic-92 3,305,301 1,129,920 7-ene-9426.73 5,124,838 1,411,713 26.90 10-feb-95 5,858,923 1,228,710 15-mar-9631.88 6,584,379 1,430,199 33.19 11-dic-92 3,305,301 1,019,742 14-ene-9426.97 5,124,838 1,545,571 27.16 17-feb-95 5,858,923 1,304,088 22-mar-9632.53 6,584,379 1,418,831 33.64 18-dic-92 3,305,301 969,233 21-ene-9427.04 5,124,838 1,532,896 26.68 24-feb-95 5,858,923 1,315,349 29-mar-9633.76 6,584,379 1,303,965 33.48 25-dic-92 3,305,301 929,691 28-ene-9427.12 5,124,838 1,587,248 25.76 3-mar-95 5,707,094 1,228,045 5-abr-9635.34 6,584,379 1,325,445 33.57 1-ene-93 3,941,824 970,023 4-feb-9427.67 4,774,186 1,618,132 25.37 10-mar-95 5,707,094 1,337,210 12-abr-9635.24 6,584,379 1,432,339 33.74 8-ene-93 3,941,824 1,085,490 11-feb-9427.67 4,774,186 1,628,760 25.26 17-mar-95 5,707,094 1,377,876 19-abr-9635.40 6,584,379 1,438,672 33.68 15-ene-93 3,941,824 1,179,789 18-feb-9427.54 4,774,186 1,622,453 25.22 24-mar-95 5,707,094 1,382,682 36.25

22-ene-93 3,941,824 1,209,597 25-feb-9426.86 4,774,186 1,654,135 25.25 31-mar-95 5,707,094 1,329,765 35.38 29-ene-93 3,941,824 1,205,326 4-mar-9426.18 4,793,457 1,630,046 25.23 7-abr-95 5,760,571 1,210,804 34.80 5-feb-93 3,572,329 1,204,902 11-mar-9425.95 4,793,457 1,706,031 25.32 14-abr-95 5,760,571 1,175,836 34.26

(6)

4. Estimación del modelo y análisis de los resultados.

Se hizo el ejercicio bajo los supuestos del modelo clásico, utilizando el procedimiento de mínimos cuadrados ordinarios. Se llego a los siguientes resultados:

TABLA 2:

LS // Dependent Variable is VFCO

Sample: 1/06/92 4/15/96

Included observations: 224

Variable Coefficient Std. Error T-Statistic Prob.

C 1989877. 75152.22 26.47795 0.0000 M1 0.216828 0.009406 23.05269 0.0000 DTF -59148.90 3221.000 -18.36352 0.0000 R2 = 71.6915% F = 279.8428 Prob.(F- Statistic) = 0.0000 (Prueba F, calculado)

D-W = 0.278255 (Prueba Durbin y Watson,

calculado)

De acuerdo con estos resultados (ver tabla 2), el modelo es:

Yt = 1989877 + 0.216828 X1t - 59148.90 X2t + µt

β0 = 1989877 β1 = 0.216828 β = -59148.90

El valor de β1 nos muestra que dentro del rango de M1 entre $2’567,868

millones y $7’682,625 millones, a medida que M1 se aumenta en $1 millón el saldo agregado en los FCO aumenta en $0.216828 millones. El valor de β2 =

-59148.90 nos muestra que dentro del rango de tasas de interés entre 21.51% y el 38.66%, a medida que la DTF aumenta en 1 punto el saldo agregado en los FCO disminuyen en $59,148.90 millones. Estos eran los signos esperados para los coeficientes.

El valor de R2_{= 71.6915%, significa que el 71.7% de la variación del saldo}

agregado de los FCO se explica por M1 y la DTF, o lo que es lo mismo que el 28.3% es explicado por el error. Lo anterior sugiere que con los datos dados la regresión obtenida se ajusta bien.

(7)

El análisis de significancia estadística de los coeficientes estimados dio los siguientes resultados:

• Utilizando la prueba t y la prueba F, se encontró que los coeficientes (β0, β1 y

β2) son estadísticamente significativos, en forma individual y con un nivel de

significancia inferior al 0.001% (ver la tabla 2).

• Utilizando la prueba t se concluyó que con un 99.99% de probabilidad que los coeficientes son diferentes de cero. Los valores t calculados para β0, β1 y

β2 fueron 26.47, 23.05 y -18.36, respectivamente; mientras que el valor de

t crítico con 221 grados de libertad y un α / 2 de 0.05% fue de 2.57.

• La prueba F resulto ser muy significativa rechazando la hipótesis nula, lo cual confirmo los resultados de la prueba t para β1 y β2. El valor de F

calculado fue igual a 279.84, el cual es mayor al F critico que resulto ser igual a 3.78 (con 3 grados de libertad en el numerador, 221 grados de libertad en el denominador y un nivel de significancia del 1%)

Se realizó un examen gráfico, de los residuos al cuadrado contra los precios estimados, para determinar si se presentaban problemas de heterocedasticidad. En el gráfico 2, se advierte que no hay un patrón sistemático que relacione las dos variables; lo cual sugiere la inexistencia de heterocedasticidad en la información. La conclusión anterior se ve reforzada debido a que el modelo esta basado en un análisis de series de tiempo y la muestra tomada es suficientemente grande.

Gráfico 2

El modelo no presenta síntomas de un alto grado de multicolinealidad entre las variables explicativas, porque no presenta los síntomas típicos del problema, o sea: -20,000,000,000 40,000,000,000 60,000,000,000 80,000,000,000 100,000,000,000 120,000,000,000 140,000,000,000 432,355 839,520 1,084,211 1,366,403 998,294 1,074,854 1,255,648 1,157,055 1,244,920 1,327,100 1,419,615 1,430,009 1,524,662 1,543,263 1,553,988 1,440,636 1,341,256 1,113,999 1,336,139 1,200,065 1,205,354 1,625,036 1,583,896 1,459,039 1,457,464 e2 Y ^

(8)

• No se halló un R2_{alto, que fuera mayor al 80% (R}2 _{= 71%).}

• La prueba t encontró que todos los coeficientes eran estadísticamente significativos, lo cual fue ratificado con la prueba F.

Gráfico 3

La prueba Durbin-Watson (D-Wcalculado = 0.27825

<

dLower = 1.748

<

dUpper =

1.789, con 224 observaciones y 2 variables explicativas) indicó la existencia de autocorrelación positiva entre los residuos de la regresión. Sin embargo, el gráfico de los residuos contra el tiempo no presentó ningún patrón sistemático que ratificara un problema de autocorrelación del modelo. (Ver gráfico 3)

5. Conclusiones.

Al correr el modelo la hipótesis inicial fue corroborada. Sin embargo, el modelo no es totalmente satisfactorio con la explicación económica de la relación entre el valor de los FCO, M1 y la DTF. En principio, uno de los factores que tiene en cuenta el banco emisor para inyectarle dinero a la economías es el nivel que tengan las tasas de interés y a la vez las tasas de interés son determinadas en gran medida por el nivel de liquidez en la economía, o sea la cantidad de dinero disponible. En general, en el corto plazo las tasas de interés, entre ellas la DTF, dependen inversamente de variaciones en los medios de pago. Por lo tanto, se esta violando un supuesto del modelo clásico sobre la independencia que debe existir entre las variables explicativas.

El estancamiento en el saldo de los FCO (alrededor de los $1.4 billones) parece ser el resultado de variables que no fueron tenidas en cuenta por nuestro modelo, y que son difíciles de cuantificar, como:

• La asimilación por parte del mercado de nuevas medidas de regulación dictadas por el Gobierno en referencia a valoración de inversiones a precios

-400000 -200000 0 200000 400000 0 500000 1000000 1500000 2000000 1/06/92 12/21/92 12/06/93 11/21/94 11/06/95

(9)

de mercado y otros requerimientos solicitados a los FCO (se debe recordar que la ley fija los títulos en los cuales puede invertir un FCO).

• La falta de profundidad del mercado de capitales en Colombia, que no brinda opciones en títulos suficientes ni variados para realizar transacciones (inversiones) por parte de los diferentes agentes, entre ellos los FCO.

• La creación de otros tipos de fondos y otras posibilidades de inversión en el país (la competencia) en los últimos años, como son los fondos de pensiones voluntarias, los fondos en moneda extranjera, los fondos de valores, etc., que a principios de la actual década no existían, o no eran importantes. La dependencia de la variable Y (el saldo de los FCO) con respecto a las variables explicativas, en este caso la DTF y M1, no suele ser instantánea. Existe un rezago, que responde a razones sicológicas, tecnológicas e institucionales. Cuando el Banco de la República cambia M1, su efecto sobre el valor de los FCO no es inmediato tarda un tiempo, entre uno y siete días, en empezar a responder. El rezago de la DTF es más difícil de incorporar al modelo, porque que éste es un indicador que de por si es calculado con un rezago de una a dos semanas (se calcula con datos de la semana anterior y queda vigente para la siguiente semana). Por lo tanto, en un trabajo posterior es recomendable incorporar estos rezagos al modelo, y una buena opción es el modelo de ajuste parcial, de Nerlove.