La política monetaria, junto con sus determinantes

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NÚM. 326 MAYO DE 2004

Una evaluación de reglas

de política monetaria alternativas:

el caso de México

LÛIS MÎGUEL GÂLINDO E^DUARDO A^LATORRE*

Introducción

L

a política monetaria, junto con sus determinantes y efectos más importantes, se ha convertido en uno de los temas más intensamente debatidos en la literatura econó- mica (Walsh, 2000). El caso mexicano no es la excepción. Así, por ejemplo, existe un debate intenso sobre la forma en que se elabora la polí- tica monetaria y sus principales efectos sobre las variables macroeconómicas (Carstens y Werner, 1999 y Martínez, Sánchez y Werner, 2001). A ello han contribuido los cambios sustanciales efectuados en el entramado institucional y en la forma en que se elabora la política monetaria en México en los últimos diez años (Carstens y Werner, 1999). En efecto, en la historia reciente de México la política monetaria ha evolucionado tanto en sus objetivos como en su ejecución. Así, durante el período de 1988 a 1994 la política monetaria se apoyaba en el tipo de cambio como ancla nominal fluctuan-

do en una banda de amplitud creciente y bus- cando influir en las expectativas de inflación.

Las acciones del banco central se orientaron entonces al sostenimiento del tipo de cambio dentro de una banda, mediante operaciones de esterilización, y donde las variaciones en la liquidez se compensaban por medio del crédito interno neto. A raíz de la devaluación del peso y la vuelta a un entorno de elevada inflación, la credibilidad del Banco de México resultó seriamente dañada. De este modo en 1995 se operó un cambio importante en la instrumen- tación de la política monetaria en donde esa institución tiene actualmente como objetivo el control de la inflación. Para ello utiliza como mecanismo fundamental a las tasas de interés que son influenciadas a través del instrumento conocido como el “corto”. Esto es, la política monetaria del Banco de México opera mediante el control de la liquidez con la determinación diaria de un objetivo de saldo acumulado de las cuentas de la banca comercial (Díaz de León

* Agradecemos los comentarios de Horacio Catalán, Ignacio Perrotini y Manuel García. Una primera versión se presentó en un se- minario en Costa Rica. Desde luego se aplica el descargo usual de los errores. Este trabajo fue financiado por el proyecto ^PAPIIT: “La política monetaria y financiera y los efectos de la apertura del sector externo en una economía con restricción externa: un enfoque econométrico, IN 304702.

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y Greenham, 2001 y Castellanos, 2000). Las señales de política monetaria se trasmiten entonces por medio de la cantidad deseada en los saldos acumulados (Banco de México, 1993).

Así, cuando el banco central determina como objetivo un saldo acumulado negativo (“corto”) ello indica que no está dispuesto a proporcionar recursos a la tasa de interés de mercado, obli- gando a la banca a obtener fondos a través del sobregiro o en el mercado de dinero. De esta forma el banco central envía una señal de que ha adoptado una política monetaria restrictiva de tasas de interés.

El cambio en el manejo de la política monetaria, pasando de utilizar a los agregados monetarios a la tasa de interés como instrumento, se fundamenta en tres argumentos presentados en documentos relacionados con el Banco de México. En primer lugar, se argumenta que el agregado monetario es una variable que se ajusta endógenamente y por tanto no puede considerarse como un instrumento de políti- ca monetario exógeno (Gil-Díaz, 1997). En segundo lugar, que los agregados monetarios no tienen una relación estable con el producto o los precios y, por tanto, no representan un instrumento confiable de predicción (Martí- nez, Sánchez y Werner, 2001). Finalmente, se considera que los agregados monetarios no contiene información confiable y consistente para predecir el comportamiento del producto o los precios (Garcés, 2003 y 1999).

Como consecuencia de esta concepción de los agregados monetarios, se observa un inte- rés creciente en México por utilizar reglas de política monetaria asociadas a la tasa de interés como la regla de Taylor (Taylor, 1993) o de

Taylor abierta (Ball, 1997). En efecto diversos estudios realizados para el caso mexicano (Ortiz, 2000), (Martínez, 2001) y (Galindo y Guerrero, 2003) argumentan que las deci- siones discrecionales instrumentadas por el Banco de México contienen algunos compo- nentes regulares que pueden modelarse como reglas o algoritmos¹ y que en particular para el caso mexicano la regla de Taylor es una buena aproximación de la política monetaria.

Debe sin embargo considerarse que en la literatura económica existen distintos tipos de reglas incluyendo aquellas que se fundamentan en el uso de la base monetaria. En este sentido, resulta necesario evaluar y conocer con mayor detalle el conjunto de reglas de política monetaria disponibles con objeto de tomar una decisión más ilustrada sobre sus posibilidades y limitaciones (Clarida, Galí y Gertler, 1999).

Por desgracia, la mayoría de las evaluaciones sobre estas reglas de política monetaria se han realizado con información de países desarrollados (McCallum, 2000) excluyendo el caso de países subdesarroados donde la movilidad de los precios y otras variables macroeconó- micas son más acentuadas. A este respecto puede agregarse la importancia que tiene para el diseño de la política monetaria identificar específicamente una regla de política monetaria estable y razonablemente bien comportada que puede entonces utilizarse como guía de política. En este sentido, el principal objetivo de este trabajo es evaluar, desde un punto de vista econométrico, dos reglas de política monetaria: la regla de Taylor (1993) y la regla de McCallum (1987) para el caso de la economía mexicana.

1 Desde luego esto no significa que el instituto central siga estrictamente una regla descrita por una fórmula específica.

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Debe reconocerse que, no obstante las modificaciones en el diseño y ejecución de la política monetaria, los resultados económicos en las últimas dos décadas son insuficientes en términos de crecimiento económico y aun muy volátiles, por combinarse fases de un elevado dinamismo y relativa estabilidad con otras de estancamiento o depresión. En este contexto, existe un el debate intenso sobre la contribu- ción positiva o negativa de la política monetaria a esta situación y, desde luego, también de sus potencialidades y capacidades para mejorar la trayectoria de la economía mexicana en el futuro y en particular sobre la relevancia de los agregados monetarios. Se reconoce que este debate sólo puede avanzar sustancialmente al incluirse un componente de análisis empírico (Walsh, 2003, p. 5). Por ejemplo, Carstens y Reynoso (1997) argumentan a favor de la neu- tralidad del dinero mientras que otros autores como (Castillo, 2003) y (Gunther y Moore, 1993) sostienen que las variables monetarias y financieras tienen efectos relevantes en las variables reales o Garcés (1999 y 2002) que concluye que los agregados monetarios han perdido importancia para predecir la trayectoria del producto y los precios.

Comparación de reglas de Taylor y McCallum Las reglas de política monetaria implican la presencia de un componente sistemático en el comportamiento del banco central que es posible formular en términos de una ecuación o al- goritmo. Ello implica identificar las formas de reacción de la política monetaria y reconocer los pesos específicos que le otorga el instituto central a sus diversos objetivos. Las reglas de

Taylor (1993) y de McCallum (1987 y 2000) son quizá las reglas más estudiadas de política monetaria que contrastan en la especificación de la variable endógena. En este sentido, la comparación entre ambas reglas supone ade- más, una evaluación indirecta sobre instrumentos alternativos de política monetaria.

La regla de Taylor (1993) pretende descri- bir la función de reacción del banco central a la evolución de la inflación y el producto (Ta- ylor, 1999). En este trabajo la especificación utilizada considera a la tasa de interés nominal como función de la inflación, de la brecha entre el producto con respecto al producto potencial y del propio valor rezagado de la tasa de interés (Taylor, 1999, Rotemberg y Woo- dford, 1999 y Clarida, Galí y Gertler, 1999).

Esta regla supone una función de reacción del banco central donde la tasa de interés nominal sube cuando la inflación aumenta o cuando el crecimiento del producto es superior al del producto potencial.

R_t = β₀ + β₁π_t + β₂y^g_t + β₃R_t-1 + u_t [1]

Los coeficientes esperados de la ecuación [1]) son β₀>0, β₁>0, β₂>0 y β₃>0. Donde R_t representa a la tasa de interés nominal, π_t es la tasa de inflación, y^g_t es el diferencial de producto definido como la diferencia entre el Producto Interno Bruto y el Producto Interno Bruto tendencial y u_t es el término de error. La regla de Taylor establece que el banco central debe aumentar la tasa de interés cuando la inflación se desvíe de su objetivo, lo cual implica un aumento de la tasa de interés real, o bien en el caso en que la tasa de crecimiento del producto supera su tasa de crecimiento

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potencial. Esta especificación considera que el Banco Central busca mantener una tasa de interés real relativamente constante y que además un crecimiento del producto mayor a su valor potencial se asocia a un mayor ritmo de inflación. Este tipo de función de reacción se conoce como política monetaria contra el viento (Clarida, Galí y Gertler, 1999).

La regla de McCallum (^RM) (1987 y 2000) asume como variable dependiente a la base monetaria que se especifica como una fun- ción de la tasa de crecimiento del objetivo del

PIB nominal (Dy*_t), de la tasa de crecimiento (Dv^a_t) de la velocidad de circulación de la base monetaria (v^a_t = m_t - y*_t ) y de la diferencia entre la tasa de crecimiento objetivo del ^PIB nominal con respecto a la tasa de crecimiento observada de este en el período anterior (∆y*_t - ∆y_t-1). En este sentido, la política monetaria responde modificando la base monetaria a una meta de ingreso nominal mediante el ajuste en los cambios en la velocidad de circulación de largo plazo.

∆m_t = ∆y*_t - ∆v^a_t + α₁(∆y*_t - ∆y_t-1) [2]

Donde m_t representa a la base monetaria, y*_t es el objetivo de ingreso nominal. En la regla de McCallum se asume que la relación entre la base monetaria y el producto no es constante, así que la especificación propuesta trata de identificar un patrón sistemático que repre- sente dicho cambio a lo largo del tiempo. De esta manera, el objetivo de la política monetaria es minimizar el error en las desviación del ingreso nominal respecto a su meta (Estrella y Mishkin, 1997). El banco central incremen- ta entonces la base monetaria en un monto compatible con su objetivo de ^PIB nominal y

al cambio en la velocidad de circulación, me- dido como la tasa de crecimiento promedio de los 16 trimestres previos. Este último término pretende reflejar los impactos de largo plazo en la demanda de dinero de las nuevas tecnologías (McCallum, 2000).

La comparación de ambas reglas permite realizar un análisis de dos instrumentos de política monetaria: la tasa de interés y la base monetaria. Por un lado debe reconocerse que la regla de Taylor tiene la ventaja de modelar la tasa de interés como variable endógena que es actualmente el instrumento utilizado por la mayoría de los banco centrales, e incluir en este proceso la meta de inflación que se ha convertido en el objetivo fundamental de casi cualquier banco central. Sin embargo, esta regla presenta la desventaja de considerar a la brecha de producto potencial en términos reales que es un indicador que no está disponible normalmente y que puede, por tanto, pre- sentar problemas en la medición (McCallum y Nelson, 1999). Asimismo se considera que en algunos casos la información que contiene la regla de Taylor es insuficiente como guía de política. Por su parte la regla de McCallum define como instrumento a la base monetaria, que en la práctica ha dejado de ser utilizado por los bancos centrales, pero desde un enfoque teórico el manejo del agregado monetario puede considerarse como un instrumento adecuado (Cristiano y Rostgano, 2001). Así, resulta de interés determinar empíricamente la relevancia de ambas especificaciones para el caso de la economía mexicana.

La base de datos utilizada para evaluar estas reglas son series trimestrales sin desestacionali- zar para el período 1990(1) a 2002(4). La tasa de interés nominal (R_t) es la tasa promedio de

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Cetes a un mes, la tasa de inflación es medida por el índice de precios al consumidor (p_t) y se obtuvo como π_t=100*(p_t-p_t-1), las desviacio- nes del producto potencial como y^g_t=(y_t-yhp_t) donde y_t es el Producto Interno Bruto (^PIB) en términos reales a precios de 1993 y yhp_t es la tendencia ajustada del ^PIB por el filtro de Ho- drick y Prescott (1997); se consideró la base monetaria nominal (bm_t), el ^PIB nominal (x_t) y la velocidad de circulación (v_t) se define como v_t = bm_t – x_t. Con objeto de tener una consis- tencia en la comparación entre reglas de polí- tica se utiliza en todos los casos el promedio anual de las series.

Los resultados obtenidos de las pruebas de raíces unitarias ^ADF y ^PP indican que la tasa de interés nominal es una serie I(1), sólo en el caso de la prueba ^KPSS señala que puede considerarse estacionaria alrededor de una tendencia determinística. Por su parte la inflación describe un proceso estacionario alrededor de un término constante o una tendencia. El

producto en términos reales, la base monetaria y la velocidad de circulación no rechazan la hipótesis de raíz unitaria, es decir se pueden caracterizar como series I (1). Las pruebas ^PP y

KPSS indican que el producto nominal resulta una serie no estacionaria.

El conjunto de resultados muestra que la base monetaria y la tasa de interés son series no estacionarias, lo anterior implicaría que los choques aleatorios que afectan a estas series son permanentes y generan que la variable tienda alejarse de su media, creciendo sin cota. Acep- tar este resultado limita la capacidad del banco central para utilizar estas variables como instrumentos de política monetaria. Sin embargo, el rechazo de estacionaridad por parte de las pruebas de raíces unitarias, está fuertemente asociado a la presencia de cambios estructura- les en las series (Campbell, Loo y MacKinlay, 1997), que pueden ser identificados como cambios en la constante o en la pendiente de su tendencia.

CUADRO 1 Prueba de raices unitarias

Variables ADF PP KPSS

A B C A B C

Rt -3.096(3) -2.840(3) -1.640(0) -2.645(3) -2.478(3) -1.628(3) 0.097 0.519 Rt -3.371(2) -3.405(2) -3.385(2) -6.980(3) -7.054(3) -7.074(3) 0.086 0.271 t -3.660(0) -3.545(0) -1.454(2) -3.612(3) -3.474(3) -2.199(3) 0.079 0.571 t -8.723(1) -8.820(1) -8.880(1) -7.975(3) -8.092(3) -8.186(3) 0.065 0.093

yt -3.135(4) -0.892(6) 2.775(6) -5.297(3) -0.777(3) 2.839(3) 0.181 0.965

yt -3.050(8) -3.080(8) -1.734(8) -17.92(3) -18.08(3) -14.94(3) 0.058 0.134

Bmt -2.980(5) -0.481(7) -3.460(7) -6.384(3) 0.470(3) 6.892(3) 0.147 0.866

bmt -3.081(3) -3.101(3) -0.966(4) -23.25(3) -23.64(3) -11.32(3) 0.126 0.315

Xt -3.525(4) -1.232(7) 2.544(7) -1.042(3) -1.742(3) 7.604(3) 0.097 0.730

xt -3.061(6) -2.840(6) -1.430(3) -10.24(3) -9.826(3) -5.755(3) 0.100 0.249

vt 0.050(7) -1.032(3) -0.298(3) -4.918(3) -4.998(3) 0.164(3) 0.182 0.465

vt -4.010(6) -3.249(4) -3.302(2) -18.69(3) -17.45(3) -17.69(3) 0.060 0.270

Nota. Los valores críticos a 5% para la prueba Dickey-Fuller Aumentada y Phillips-Perron, en una muestra de T=100, son de –3.45 incluyendo constante y tendencia (modelo A), -2.89 incluyendo constante (modelo B) y –1.95 sin constante y sin tendencia (Maddala y Kim, 1998, p. 64). y representan los estadísticos de la prueba KPSS, donde la hipótesis nula considera que la serie es estacionaria en nivel o alrededor de una tendencia determinística, respectivamente. Los valores críticos a 5% en ambas pruebas son de 0.463 y 0.146, respectivamente (Kwiatkowski et. al. 1992, p. 166). Las negrillas representan el rechazo de la hipótesis nula a 5 por ciento.

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Los resultados econométricos de ambas reglas se presentan en las ecuaciones [3] y [4]. Las estimaciones se realizaron de acuerdo al mé- todo general de momentos² (^GMM) (Hansen, 1982) corrigiendo por la posible presencia de autocorrelación de orden cuatro usando el método de Newey y West (1987) de pesos específicos.³

R_t =1.968+1.659 π_t+0.135y^g_t+.571R_t-1 [3]

Estadístico t (1.58) (3.36) (0.61) (5.30) Prob. (0.12) (0.00) (0.54) (0.00) R² = 0.85

Prueba de sobre identificación: χ²(3)= 2.26[0.52]

∆bm_t = 1.150 ∆y*_t–0.665 ∆v^a_t–0.675(∆y*_t-∆y_t-1) [4]

Estadístico t (24.9) (-2.00) (-2.89) Prob. (0.00) (0.05) (0.00) R² = 0.33

Prueba de sobre identificación: χ²(5)= 5.07[0.37]

Los resultados obtenidos indican que la regla de Taylor tiene un coeficiente de determinación elevado (R²=.85) y que asimismo tiende a simu- lar adecuadamente la trayectoria de la tasa de interés (gráfica 1). Los coeficientes obtenidos indican que el Banco de México tiene una fuer- te aversión a la tasa de inflación y responde a un crecimiento de los precios con una alza más que proporcional en la tasa de interés nominal (β₂

= 1.659). Estas estimaciones son consistentes con los resultados obtenidos por Clarida, Gali y Gertler, (1999), destacando un coeficiente muy similar al que se obtiene para el período posterior a Volker para Estados Unidos. El valor de este coeficiente indica que cuando β₂>1 el Banco de México busca estabilizar a la tasa de inflación. Por el contrario, en el caso donde se G^RÁFICA 1.

Tasa de interés Cetes a 28 días y regla de Taylor

2 El vector de estimadores se define como: , donde X representa la matriz de variables explicativas, Y el vector de la variable dependiente, Z la matriz de variables instrumentales y W es una matriz simétrica y no negativa. Los estimadores por GMM (Hansen, 1982) se obtienen a partir de estimar la ecuación propuesta por el método de variables instrumentales. Con los erro- res estimados se construye la matriz de covarianzas muestrales. Así, la matriz W se define como un promedio ponderado entre la matriz de covarianzas muestrales y la matriz de instrumentos. A fin de flexibilizar la distribución de los errores ante problemas de autocorrela- ción y heteroscedasticidad se utiliza una función kernel de densidad espectral.

3 Véase Mehra (1999) para detalles del procedimiento de estimación.

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presenta un β₂<1, ello implica una política aco- modaticia a los cambios en la tasa de inflación (Clarida, Gali y Gertler, 1998).

El diferencial del producto tiene un coeficiente positivo aunque no es estadísticamente significativo. Ello indica que el Banco de México con- centró su estrategia monetaria en el control de la tasa de inflación, mientras que no consideró en forma sistemática el diferencial de produc- to. De este modo, existe una diferencia eviden- te con respecto a los valores obtenidos para el caso de Estados Unidos donde las desviaciones entre el producto y el producto potencial son ponderadas por un coeficiente de 0.5 en la regla de Taylor. Este resultado es similar a las estimaciones obtenidas por Galindo y Guerrero (2003) para el caso de México donde tampoco la brecha de producto es estadísticamente significativa. Sin embargo, debe considerarse que en alguna medida el diferencial de producto es sensible al método econométrico utilizado y por tanto este resultado debe tomarse con precaución (McCallum, 2000 y McCallum y Nelson, 1999). Esto es, la brecha de producto esta incluida entre las variables instrumentales y por tanto parte de su efecto se incluye en las otras variables consideradas en la ecuación.

Este tipo de política monetaria concentrada en el control de la inflación sólo se considera óptima en el caso donde el comportamiento del producto no tiene ninguna relevancia y no existe un efecto de presión de costos en el crecimiento de los precios (Clarida, Galí y Gertler, 1999). Asimismo se observa que la tasa de interés rezagada es estadísticamente significativa. Ello sugiere que los movimientos en la tasa de interés son paulatinos y graduales ya que al banco central le preocupa mantener la

estabilidad monetaria y financiera. Finalmen- te, el término constante es estadísticamente significativo indicando la presencia de una tasa de interés real positiva.

Por su parte, las estimaciones de la regla de McCallum no muestran un buen grado de ajuste (R²=.33) lo que se observa también en la trayectoria de los valores reales y los simulados por el modelo de la base monetaria (gráfica 2).

En este caso todos los coeficientes obtenidos son estadísticamente significativos. Así, la base monetaria ajusta a la trayectoria del ingreso nominal y negativamente a los ajustes en la velocidad de circulación. Además los cambios entre el objetivo de la tasa de crecimiento del ingreso nominal y el actual son estadísticamen- te significativos, aportando información para determinar el cambio en la base monetaria. El signo negativo indica que los cambios en la base monetaria están asociados de manera positiva con la tasa de crecimiento del ^PIB nominal del período anterior. Así, una tasa de crecimiento del ingreso nominal por arriba de la tasa del período anterior, ocasiona una disminución de la base monetaria.

Estos resultados indican que la base monetaria, y por tanto muy probablemente también el conjunto de los agregados monetarios, contienen información que puede ser utilizada en la instru- mentación y evaluación de la política monetaria, aunque ella no sea suficiente para configurar el conjunto de la política monetaria. Esta evidencia expresa que si bien, para el caso de algunos países desarrollados, los agregados monetarios han perdido importancia como indicadores de la política monetaria, esto no es exactamente cierto en el caso de países con alta inflación como México (Estrella y Mishkin, 1997).

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Finalmente se utilizó una prueba de englobamiento (Hendry, 1995) con el propósito de evaluar el conjunto de la información con- tenida en cada modelo con referencia al otro modelo. La especificación de la prueba incluye el pronóstico de la tasa de interés generado por la regla de Taylor en la ecuación de McCallum, y el pronóstico de la base monetaria en la ecua- ción de Taylor. Se utiliza entonces el estadístico t para determinar la significancia estadística de cada pronóstico y se dice que un modelo en- globa o contiene a otro dependiendo de si el pronóstico es estadísticamente significativo.

La prueba de englobamiento para cada una de las reglas estimadas se presenta en las

ecuaciones [5] y [6]. Los resultados obtenidos indican que la regla de McCallum no aporta información para predecir los movimientos de la tasa de interés, debido a que el estadístico t no rechaza la hipótesis nula y además genera que la tasa de interés rezagada un período sea no significativa. En cambio, el pronóstico de la regla de Taylor resulta significativo e incre- menta el valor del coeficiente de determina- ción (0.413) mostrando un mayor grado de ajuste. Por tanto, se concluye que la ecuación de Taylor tienen información relevante que es complementaria y no sustituta, para predecir los movimientos de la base monetaria. De este modo, la mejor opción para el caso mexicano G^RÁFICA 2.

Tasa de crecimiento de la Base Monetaria y Regla de McCallum

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es utilizar a la regla de Taylor como una guía de las acciones del banco central y en todo caso utilizar a la regla de McCallum como informa- ción adicional.

R_t=0.41+2.569π_t+0.145y^g_t+0.280R_t-1+0.260Db^f_t[5]

Estadístico t (0.007)(7.39) (-0.434) (0.874) (0.874) Prob. (0.993)(0.00) (0.666) (0.386) (0.386) R² = 0.869

Sobreidentificación: χ²(3)= 2.26[0.52]

b_t=1.699-0.328 DVA_t-0.651DDy_t-0.564R^f_t-1[6]

Estadístico t (21.02) (-2.446) (-4.981) (-9.58) Prob. (0.00) (0.00) (0.00) (0.00) R² = 0.413

CONCLUSIONES

La evidencia empírica disponible indica que la política monetaria del Banco de México puede describirse satisfactoriamente utilizando reglas simples. De este modo, estas reglas simples pueden entonces usarse como una guía para la política monetaria o para identificar los pesos específicos que tiene cada variable en la defini- ción de la política monetaria. Desde luego estas reglas no son obligatorias y sólo describen las sensibilidades de respuesta del banco central.

El uso de reglas simples permite además reducir las dificultades que plantea la incerti- dumbre sobre el verdadero modelo, y permite disponer de una guía práctica para la evalua- ción de la política monetaria. Los resultados obtenidos tanto de la regla de Taylor como de la regla de McCallum indican que ambos modelos tienen información relevante para predecir el comportamiento de las variables monetarias y financieras en México. Destaca la relevancia que tiene la regla de Taylor en com-

paración con los agregados monetarios, como lo expresa la prueba de englobamiento donde se observa que esta regla tiene información relevante que debe ser considerada en la regla de McCallum. Sin embargo, debe de tomarse con precaución, ya que la política monetaria basada en las tasas de interés, puede volverse, con el tiempo, menos efectiva como consecuencia, por ejemplo, de la importancia de la deuda pú- blica (Fair y Howrey, 1996).

Los resultados obtenidos indican además que es consistente para el caso de México argumentar a favor de una regla de política monetaria basada en el uso de la tasa de in- terés, a diferencia de una regla basada en la base monetaria sin desconocer que existe in- formación relevante en este último caso que debe también ser considerada. Por ello puede entonces argumentarse a favor de la idea de Cristiano y Rostgano (2001) quienes sostienen que una regla óptima de política monetaria es

“seguir” una regla de Taylor pero monitorean- do el crecimiento de los agregados monetarios y abandonando la regla de Taylor en el caso donde el aumento de la base monetaria pase de cierto nivel.

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