Transmisión monetaria en Colombia

1Contexto

El ciclo de alzas de 2026 y las seis preguntas del análisis.

Entre diciembre de 2025 y septiembre de 2026 el Banco de la República subió la tasa de política de 9,25 % a 12,0 %, y en octubre la llevó a 12,25 %. En el mismo período la inflación anual pasó de 5,0 % a 6,1 % (núcleo, de 4,9 % a 5,9 %), el peso se apreció cerca de 15 % frente al dólar y el break-even de inflación a un año, calculado con TES en pesos y en UVR, subió de 4,7 % a 6,8 % (7,3 % en octubre).

El canal fiscal se modela ahora con el balance de caja del Gobierno Nacional Central y la deuda bruta como porcentaje del PIB, y el mercado laboral con la tasa de desempleo nacional. Cuando el Estado paga más por financiarse, el canal fiscal de la política monetaria es relevante; los CDS siguen sin estar disponibles y la prima TES-UST se mantiene como indicador de riesgo país.

Las seis preguntas

1. Crédito. ¿Cuánto y qué tan rápido llega la tasa de política a las tasas que pagan hogares y empresas?
2. Dólar. ¿Se mueve el dólar por la tasa local o por factores externos (Fed, apetito por riesgo, petróleo)?
3. Precios. ¿Cuánto del movimiento del dólar llega a la inflación?
4. Actividad. ¿La tasa reduce la demanda y, con ella, la inflación? Para responderlo se incorporó el ISE del DANE como medida mensual de actividad.
5. Empleo. ¿Sube el desempleo cuando sube la tasa, y qué tanto informa la brecha de desempleo sobre la inflación?
6. Finanzas públicas. ¿Un mayor déficit encarece el financiamiento y presiona la tasa de política, y cuánto pesa la tasa o el dólar en la dinámica de la deuda?

2Metodología

Siete capas de modelos, de menor a mayor supuesto de identificación.

Una sola especificación no responde las seis preguntas. Se usaron varias, de modo que los resultados que no dependen de supuestos (traspaso a tasas, efectos de choques externos) se puedan separar de los que sí dependen (efecto de la tasa sobre actividad, precios y dólar).

No se pudieron obtener la encuesta de expectativas del Banco ni los CDS. Se usaron el break-even y la prima TES-UST como sustitutos. El PIB nominal trimestral tampoco se obtuvo: se aproximó con el PIB real por el IPC rebasado a 2015, que replica el PIB oficial de 2015 y contra el balance publicado (2005–2019) da una diferencia media de 0,3 pp.

Las siete capas

Tratamiento del ISE

Validación: el promedio trimestral del ISE se contrasta con el PIB real desestacionalizado del Banco de la República. La correlación del crecimiento anual es 0,997 y el error absoluto medio es 0,27 pp en 82 trimestres.

Pruebas y límites

• El código se probó con datos simulados de parámetros conocidos: recupera los coeficientes de un VAR, las respuestas ortogonalizadas y el multiplicador de largo plazo, y la descomposición de varianza suma 1.
• Las pruebas ADF y KPSS dan resultados mixtos para la tasa de política y las tasas de crédito. Por eso se estima en niveles con prior (capa B) y con pruebas de límites válidas para variables I(0) e I(1) (capa A).
• Los residuos del modelo de traspaso muestran autocorrelación de orden 12 y heterocedasticidad (BG(12) y ARCH(12) con p < 0,001), y los errores estándar son robustos. La estabilidad estructural no se rechaza (CUSUM p = 0,71).
• Las identificaciones por signos son condicionales: los resultados dependen de lo que se impone. Por eso se reportan las cuatro variantes.

3Resultados

Seis bloques de evidencia, ordenados de más a menos robusto.

3.1 La tasa de política llega al crédito

Con una tasa de política permanente 1 pp más alta, la tasa de colocación total sube 1,04 pp a los tres meses y se estabiliza cerca de 0,7 a 0,8 pp. El crédito comercial reacciona más rápido (1,01 pp a tres meses). Consumo y vivienda no VIS se ajustan más despacio y a 12 meses llegan a 0,79 y 0,71 pp.

La prueba de límites confirma cointegración para la colocación total (F = 6,25 frente a un valor crítico I(1) de 4,81 al 5 %). La vida media del ajuste es de 8,7 meses. En comercial ordinario la especificación solo con tasa de política es no concluyente y se vuelve cointegrada al añadir la prima TES-UST, lo que indica que el costo de fondeo del Estado también entra en el precio del crédito comercial.

El traspaso de largo plazo bajó con el tiempo: en la colocación total fue 1,08 antes de 2019 y 0,64 desde 2010 (0,60 desde 2015). En el ciclo de 2022–2023 la tasa de política subió 11,5 pp y la colocación 11,4 pp. En 2026 la política subió 2,75 pp y la colocación 2,52 pp, un 92 %.

Hay asimetría en comercial ordinario (p = 0,008) y en vivienda no VIS (p = 0,05): las bajas de la tasa de política se transmiten más que las alzas. En la colocación total no se rechaza simetría (p = 0,96).

3.2 El dólar sube los precios, pero no por completo

Con variables instrumentales, una depreciación de 1 % de la TRM eleva el IPC de bienes 0,39 % a 12 meses y el núcleo 0,22 %. El efecto sigue creciendo después del primer año y a los 18 a 24 meses llega a 0,46 a 0,49 % en bienes y 0,33 a 0,35 % en el núcleo. El traspaso es parcial.

No hay asimetría significativa entre depreciaciones y apreciaciones (diferencias de z entre −0,15 y 0,39). Sí hay dependencia del estado: con el tipo de cambio real depreciado el traspaso es casi el doble. El tipo de cambio real está hoy por debajo de su media de 60 meses, así que la estimación relevante es la de la columna «TCR apreciado».

3.3 Los choques externos mueven el dólar

El bloque exógeno del BVAR no necesita supuestos de identificación. Un alza permanente de 100 pb en la Fed funds deprecia el peso 4,9 % a 12 meses; 10 puntos más de VIX, 7,1 %; y 10 % más de Brent aprecia el peso 1,2 %. En los tres casos la tasa de política local sube después, entre 0,3 y 0,6 pp.

3.4 Actividad mensual con el ISE

El ISE creció 3,4 % anual en junio de 2026 y −0,1 % en agosto. La brecha de producto estimada con el ISE fue de +0,97 % en el segundo trimestre de 2026, cercana al +0,4 % que reporta el Informe de Política Monetaria. La brecha con el PIB y filtro HP da −0,41 % para el mismo trimestre. La correlación entre las dos brechas trimestrales es 0,99, y la diferencia es sobre todo de nivel.

3.5 Curva de Phillips e IS con la brecha del ISE

La brecha del ISE funciona como la del PIB en la curva de Phillips (0,28 frente a 0,27). Al añadir el break-even a un año, el coeficiente de la brecha baja a 0,13 y el de las expectativas es 1,49, con R² de 0,45 a 0,70. En la curva IS la suma de los coeficientes de la tasa real de colocación (rezagos 1 a 3) es −0,017 (p = 0,89): los datos trimestrales no detectan un efecto de la tasa sobre la brecha.

3.6 Choque monetario con actividad en el BVAR

Aquí la identificación importa. Si se impone que el choque reduce la actividad (R2), la actividad cae 0,9 % a 12 meses, el núcleo queda sin cambio a 12 meses y baja cerca de 1 % a 24 meses, y el peso se aprecia. Si no se impone nada sobre actividad ni precios (R3), la actividad no cae (+0,4 %) y el núcleo sube 1,1 %: aparece el price puzzle.

Probabilidad de que el núcleo baje a 12 meses: 100 % en R1 (por construcción), 51 % en R2, 47 % en R4 y 13 % en R3. Probabilidad de apreciación a seis meses: 94 % en R1, 81 % en R2 y 40 % en R3. El efecto sobre el dólar y los precios depende, entonces, de cuánto de la caída de actividad se impone al modelo.

La escala también es incierta: R1 implica una apreciación de 9 % por +100 pb, una magnitud grande que el modelo obtiene al escalar un choque de unos 9 pb.

3.7 Desempleo nacional

La serie mensual del DANE (enero de 2001 a agosto de 2026, empalmada entre las dos versiones de la encuesta) no viene desestacionalizada: enero queda 2,2 pp por encima del nivel desestacionalizado y diciembre 0,8 pp por debajo, y las variables de mes explican 61 % de la variación mensual. Por eso se le aplicó un ajuste STL. En agosto de 2026 el desempleo es 9,4 % observado y 9,8 % desestacionalizado, frente a 8,3 % en julio; el salto de un mes conviene confirmarlo con el dato de septiembre. La tendencia HP, una aproximación a la tasa natural sensible al extremo de la muestra, es 9,6 %. El mínimo de la serie es 7,0 % (noviembre de 2025).

• Okun. Por cada punto de crecimiento anual del ISE, el desempleo baja 0,44 pp en la muestra completa (R² de 0,74), pero casi todo es de la pandemia: sin 2020 y 2021 el coeficiente es −0,20 (t = −2,0; R² de 0,19) y sin 2020 a 2022, −0,10 (t = −1,3). El desempleo de Armenia responde el doble que el nacional (−0,88; −0,31 sin la pandemia).
• Phillips. La brecha de desempleo informa a la inflación núcleo con el signo esperado (−0,39; t = −3,4) y casi igual que la brecha del ISE (0,28; t = 3,1), pero al incluir ambas la de desempleo pierde significancia: miden la misma holgura. La variación anual del desempleo tiene el mejor ajuste (AIC de 338 frente a 350). Con el break-even a un año, la brecha baja a −0,17 y las expectativas siguen pesando más (1,54; t = 7,5).
• Tasa de política y desempleo. En proyecciones locales, un alza de 1 pp se asocia con menos desempleo: −0,75 pp a 3 meses y −1,5 pp a 12 (error estándar de 0,5; −1,2 sin 2020 y 2021). Es el signo contrario al esperado y refleja que el Banco sube la tasa en las expansiones. En el BVAR identificado, el desempleo no sube: con la caída de actividad impuesta (R1) la respuesta a 12 meses es −0,1 pp (−0,8 a +0,6) y con la identificación sin restricciones (R3), −0,5 pp (−1,4 a +0,2). La probabilidad de que el desempleo esté más alto a 12 meses es 46 % en R1 y 23 % en R3.

3.8 Canal fiscal: balance de caja y deuda

El balance de caja mensual del Gobierno Nacional Central (enero de 2004 a junio de 2026) es muy estacional: enero suele dar superávit (3,2 billones en promedio) y diciembre déficit (9,1 billones). Por eso se suma a 12 meses y se divide por el PIB nominal aproximado. Contra el balance publicado por el Ministerio de Hacienda en 2005–2019, la aproximación tiene correlación de 0,93 y subestima el déficit en 0,3 pp en promedio (error absoluto medio de 0,3 pp), de modo que las cifras recientes son un piso.

• Nivel. El balance de 12 meses a junio de 2026 es −5,5 % del PIB (−101,8 billones), frente a −6,9 % un año antes. El primer semestre de 2026 cerró en −51,4 billones, frente a −57,2 en 2025. Por años, con la aproximación de caja: −2,2 % (2019), −8,1 % (2020), −6,3 % (2024) y −6,0 % (2025). La deuda bruta pasó de 47,3 % del PIB en 2019 a 60,7 % en 2020, bajó a 54,2 % en 2023 y subió a 62,9 % en 2025, 8,7 pp en dos años.
• Casi todo el déficit es estructural. Con la brecha del ISE, la semielasticidad del balance es 0,10 pp del PIB por cada punto de brecha (t = 2,3). El componente cíclico actual es de +0,1 pp, de modo que el déficit estructural aproximado es −5,6 %.
• Dólar y deuda. Parte del cambio de la deuda no se explica por el déficit ni por el crecimiento (ajuste flujo-existencias). Ese ajuste sube con la depreciación: 0,20 por cada punto de deuda y de depreciación (error estándar de 0,07; t = 2,8). Una depreciación de 1 % eleva la razón deuda/PIB 0,13 pp y una apreciación de 15 %, como la de 2026, la reduce unos 1,9 pp. En 2025 el ajuste fue de +3,2 pp aun con apreciación, y no se puede separar la diferencia entre caja y causación ni otras operaciones.
• Costo de la deuda. Con la deuda de 2025 y un crecimiento nominal de 7 %, estabilizarla exige un superávit primario de 1,8 % del PIB si la tasa efectiva es 10 %, y de 3,6 % si es 13,2 %, la tasa del TES a 10 años. Cada 100 pb de tasa efectiva suman 0,6 pp del PIB. Es un ejercicio ilustrativo: no se cuenta con los pagos de intereses ni con el balance primario.

Del déficit a los mercados

Un aumento del déficit frente al mismo período del año anterior eleva las tasas largas con rezago. Por cada punto del PIB, el TES a 10 años sube 0,33 pp a cuatro trimestres (error estándar de 0,28) y 0,81 pp a ocho (0,26); la prima TES-UST, 0,52 pp a ocho trimestres (0,23); el break-even a cinco años, 0,36 pp (0,12). Sin 2020 y 2021 el TES sube 0,49 pp a cuatro trimestres (0,23) y 0,66 pp a ocho. No hay respuesta de la inflación núcleo ni de la tasa de política en estas proyecciones, y en variaciones anuales la prima no responde de forma significativa (t = −0,7): la evidencia es clara para la tasa nominal y parcial para la prima.

El BVAR con un choque fiscal expansivo (el balance baja y el ISE sube en los primeros seis meses) da una lectura similar, con probabilidades altas pero bandas amplias. Por cada punto del PIB de mayor déficit, la prima TES-UST sube 0,8 pp a 12 meses (0,3 a 2,3; probabilidad de 94 %), el break-even a cinco años 0,5 pp (91 %), la tasa de política 1,1 pp (86 %), el núcleo 0,9 % en nivel (85 %) y la TRM 4 % (depreciación con probabilidad de 75 % a seis meses). A 36 meses los efectos se disipan. Un choque de un punto del PIB en un mes es mucho mayor que los observados (un desvío estándar es 0,1 pp), por lo que importan los signos y las probabilidades más que las magnitudes.

De la tasa de política al balance, y regla de tasa

La tasa de política no empeora el balance en el horizonte estudiado: en proyecciones locales un alza de 1 pp se asocia con +1,5 pp del PIB de mejora del balance a seis o siete trimestres (error estándar de 0,6), y en el BVAR la respuesta a 12 meses es de +0,2 pp (−0,3 a +0,8) con R1 y de +0,1 con R3. Es una asociación cíclica, porque la tasa sube cuando el recaudo crece, y no aísla el costo de intereses. En una regla de tasa trimestral, la prima TES-UST se asocia con una tasa de política más alta (0,16 por punto; t = 2,3) y el déficit rezagado con una menor señal (0,07; t = 1,7, y 0,03 al incluir ambos). Es consistente con un Banco que reacciona al riesgo país, sin que los datos permitan afirmarlo.

4Análisis

Qué sostiene cada eslabón y qué queda abierto.

El ciclo de 2026 en esos términos

El primer eslabón funcionó: el crédito encareció casi lo mismo que la tasa de política. Del segundo se sabe que Fed funds (3,72 % a 3,75 %) y VIX (15,6 a 15,8) casi no cambiaron entre diciembre y septiembre, de modo que los choques externos del modelo no explican la apreciación de 15 %. El diferencial entre la política local y la Fed pasó de 5,5 a 8,3 pp, lo que es consistente con un canal de tasas, pero el modelo no logra identificarlo.

La inflación subió cerca de 1 pp mientras el peso se apreciaba. El traspaso estimado habría restado inflación, por lo que otros factores pesaron más. Entre ellos están las expectativas, cuyo break-even a un año subió 2,0 pp en nueve meses, y la brecha positiva medida con el ISE. Con un coeficiente de 1,49 sobre el break-even, un movimiento de esa magnitud puede dominar a la brecha y al dólar.

Por qué importa la identificación

El debate sobre el efecto de la tasa en los precios se reduce a un supuesto sobre la actividad. Si la tasa baja la demanda, la inflación cede con rezago largo, en el segundo año. Si no la baja, el «choque» que identifica el modelo, con alza de precios, puede reflejar la respuesta del banco central a presiones inflacionarias. Los datos mensuales y trimestrales disponibles no permiten decidir entre las dos lecturas.

Límites

• Las magnitudes por +100 pb se escalan desde un choque de unos 9 pb; los signos son más confiables que los tamaños.
• El ISE de agosto de 2026 puede revisarse y condiciona la brecha del extremo.
• El PIB nominal trimestral se aproxima (PIB real por IPC rebasado a 2015); el balance de caja de 2020 en adelante no se puede contrastar con el publicado, que en el archivo termina en 2019. Faltan los pagos de intereses y el balance primario, y los CDS.
• El choque fiscal identificado por signos supone que un déficit mayor con más actividad es una expansión fiscal; sus magnitudes se escalan desde un choque pequeño y valen menos que los signos.
• Sin la encuesta de expectativas del Banco, el break-even mezcla expectativas con prima de riesgo y liquidez.

5Implicaciones para Armenia

Armenia (Quindío) como economía regional expuesta a crédito, importaciones y café.

Situación regional

Evidencia con la serie trimestral de Armenia

La serie aportada permite contrastar tres cosas: si los datos regionales son consistentes con lo publicado, si Armenia sigue el ciclo nacional y si la política monetaria deja huella medible en la ciudad.

Validación

• Desempleo. Coincide con lo publicado: 9,1 % en el tercer trimestre de 2025 (9,6 % en junio–agosto) y 10,7 % en promedio del primer semestre de 2026 (10,9 % en febrero–abril). En el segundo trimestre de 2026 baja a 8,7 %, el nivel más bajo de la serie desde 2009, después de 12,7 % en el primero. Esa oscilación de 4 pp en un trimestre indica ruido muestral de la encuesta.
• Precios. El IPC de Armenia se mueve casi igual que el nacional (correlación de 0,96 en la inflación anual; diferencia media de +0,05 pp). En el segundo trimestre de 2026 la inflación anual es 6,4 % en Armenia y 5,7 % en el país.

El valor agregado: cómo está construido y qué se puede usar

La serie se arma con el valor agregado anual del Quindío, la parte que corresponde al municipio de Armenia y la participación trimestral del valor agregado nacional, y se deflacta con el IPC de la ciudad. Los datos lo confirman: dentro de cada año, el valor agregado nominal de Armenia (valor deflactado por el IPC) se mueve uno a uno con el PIB nacional (coeficiente de 1,00; R² de 0,79). La información propia de Armenia está entonces en el nivel anual, y el perfil trimestral repite el ciclo del país.

Por eso el crecimiento anual trimestral tiene una correlación de 0,35 con el PIB nacional (0,19 sin 2020) y una desviación de 9,3 pp frente a 3,1 pp (sin 2020). Los saltos se dan entre años: caída de 5 % en 2010 y 2011, caída de 15 % en 2014, alza de 22 % en 2015, caída de 8 % en 2023 y alza de 10 % en 2024. Como muestra la comparación con el PIB departamental más abajo, son errores de nivel anual de la serie y no cambios de la economía.

En datos anuales hay 16 observaciones (2010 a 2025). Con la serie original, la correlación con el crecimiento nacional es 0,23; con la corregida, 0,86, y con el crecimiento real del Quindío que publica el DANE, 0,93. Los años en que la serie original más se aleja del país (2010–2011, 2014–2015 y 2023–2024) son los de los errores de nivel que se describen abajo.

Qué muestran las cuentas del DANE: el PIB del Quindío y el VAB municipal

El PIB departamental del Quindío (2005 a 2025, el último año preliminar) tiene el VAB corriente que se reparte entre los 12 municipios; coincide con la suma del archivo municipal 2011–2024 (diferencia máxima de 0,003 mil millones). Con él se puede calcular qué nivel anual debería tener la serie trimestral: el VAB del Quindío por la participación de Armenia, en las unidades de la serie (constante de escala de 1,576). Si la serie es correcta, su error de nivel es cero. Hay cuatro resultados.

• La participación de Armenia baja 5,4 pp, más de dos tercios desde 2021. Pasa de 55,9 % en 2011 a 54,3 % en 2020 (cambios de menos de 1 pp por año) y cae a 52,6 %, 50,0 %, 51,0 % y 50,5 % entre 2021 y 2024. La baja de 2022 se debe al auge del VAB primario de municipios rurales (nominal: Génova +106 %, La Tebaida +52 %). La participación, entonces, no explica los saltos de la serie.
• La serie falla en seis años. En once de los diecisiete años (2011–2013, 2015–2020, 2024 y 2025) el error de nivel es menor de 0,4 %. En 2009 y 2010 la serie queda 24,5 % y 12,3 % por encima, lo que produce las caídas de 5 % de 2010 y 2011 (el VAB corriente del Quindío creció 6,7 % y 10,6 %). En 2014 el nivel es idéntico al de 2011, 14,7 % por debajo, y causa la caída de 15 % y el alza de 22 % de 2014–2015. En 2021 y 2022 queda 2,0 % y 2,2 % por encima y en 2023, 7,0 % por debajo.
• Con el nivel correcto, el crecimiento es plausible. El de 2014–2015 pasa de −15,0 % y +22,3 % a +0,9 % y +6,5 %; el de 2010–2011, de −5,4 % y −4,5 % a +5,0 % y +7,1 %; el de 2023–2024, de −8,4 % y +10,4 % a +1,0 % y +3,4 %. Frente al crecimiento real del VAB del Quindío que publica el DANE (encadenado por volumen), la correlación anual sube de 0,40 a 0,93 y la diferencia media es de +0,2 pp.
• No se conoce el origen de los errores. Es probable que sean versiones anteriores de las cuentas departamentales en 2009–2010 y 2021–2023, y una celda copiada en 2014, pero el archivo no permite confirmarlo. El nivel de 2025 coincide exactamente, y la constante de 1,576 sigue sin explicación.

Como corrección se reescalan los trimestres de cada año 2009–2025 para que su nivel nominal sea el esperado, sin cambiar la distribución dentro del año. La serie queda en armenia_vab_corregido.csv. El primer semestre de 2026 no se toca, porque el archivo llega hasta 2025.

Con la serie corregida la desviación del crecimiento anual trimestral, sin 2020, baja de 9,3 a 4,5 pp (la del país es 3,1), la correlación trimestral con el PIB sube de 0,19 a 0,57 y el R² frente al ISE, de 0,12 a 0,54. La respuesta del VAB a la tasa de política a cuatro trimestres cambia de signo (de −1,2 a +0,3) y en ambas series es estadísticamente nula: el estimado anterior estaba contaminado por los errores de nivel y, aun corregido, no hay un efecto detectable.

Cómo se mueve el Quindío frente al país

• Sigue el ciclo nacional. Con el VAB real encadenado, la correlación anual con el PIB es 0,85 (2006–2025) y la elasticidad, 0,97 (error estándar de 0,10). Sin 2020 ni 2021 baja a 0,59 y 0,65 (n = 14), es decir, fuera de la pandemia el Quindío se aleja más del ciclo nacional.
• Desde 2023 crece poco, como el país. El VAB real del Quindío creció 0,5 %, 2,4 % y 1,8 % en 2023, 2024 y 2025, frente a 0,8 %, 1,5 % y 2,5 % del PIB nacional: menos en 2023 y 2025 y más en 2024. Después de la pandemia (2025 frente a 2019) el PIB real del Quindío está 16,5 % más alto.
• La construcción cayó con fuerza. Su VAB real bajó 8,1 %, 17,7 % y 27,3 % en 2023, 2024 y 2025, y en 2025 está 48 % por debajo de 2019 y 61 % por debajo del máximo de 2012. Su peso en el VAB bajó de 9,2 % a 4,0 %. Coincide en el tiempo con el endurecimiento del crédito, pero también con el fin de ciclos de proyectos de vivienda; es una hipótesis para seguir, no una estimación.
• Hoy pesan más el agro y los servicios públicos. Agricultura es 26,0 % del VAB (18,4 % en 2011), con +7,8 % en 2024. Comercio, transporte y alojamiento pesa 23,4 %, y administración pública, educación y salud, 18,2 %, y crece 4,1 % anual entre 2015 y 2025, entre las actividades grandes la más dinámica junto con el agro.

Los datos municipales por sector (2021 a 2024) dan una lectura más fina de Armenia. El 83 % de su VAB es terciario. El secundario (industria y construcción) cayó 3,4 % en 2023 y 6,7 % en 2024, más que el 2,0 % y 1,9 % del país, y el terciario creció 2,9 % y 4,5 %. Estas cifras se deflactaron con el IPC de la ciudad, así que no son comparables con las encadenadas del Quindío.

Sincronía con el ciclo nacional

Con toda la muestra, el empleo de Armenia sigue de cerca al ISE nacional: por cada punto de crecimiento nacional, los ocupados crecen 1,9 puntos (R² de 0,68) y el desempleo cae 0,9 pp. La relación es casi toda de la pandemia. Sin 2020 y 2021 el coeficiente de ocupados baja a 0,59 (t = 1,0; R² de 0,07) y el del desempleo a −0,31 pp (t = −2,0; R² de 0,12). Fuera de las crisis, el mercado laboral de Armenia se mueve sobre todo con factores propios.

Con el desempleo nacional (sección 3.7) se puede comparar el nivel. En 2009–2019 el desempleo de Armenia superó al nacional en promedio 5,8 a 6,5 pp; desde 2022 la diferencia es de 1,2 a 1,3 pp, y en el segundo trimestre de 2026 es de 0,4 (8,7 % frente a 8,3 %). Las variaciones anuales de Armenia son 1,6 veces las del país (R² de 0,63). El coeficiente de Okun de Armenia es el doble que el nacional, tanto con la muestra completa (−0,88 frente a −0,44) como sin la pandemia (−0,31 frente a −0,20), lo que sugiere una economía con más sensibilidad del empleo a la actividad.

Política monetaria y empleo en Armenia

Con la muestra completa, las alzas de la tasa de política se asocian con menos desempleo y más empleo: a cuatro trimestres, −1,65 pp de desempleo y +5,0 % de ocupados por cada punto de alza. Es el signo contrario al esperado y se debe a que el Banco sube la tasa cuando la economía se recupera, como en 2021 y 2022. Al añadir controles nacionales (crecimiento del ISE, inflación) y excluir 2020–2022, los coeficientes se acercan a cero y dejan de ser significativos.

No se detecta un efecto de la tasa sobre el empleo de Armenia, pero tampoco se descarta: con 38 a 50 observaciones, el intervalo del desempleo a cuatro trimestres, por cada punto de alza de la tasa de política, va de −1,2 a +0,7 pp (90 %). La misma limitación aparece en el país, así que los datos regionales no resuelven el eslabón débil de la sección 4.

Dólar e inflación en Armenia

Este canal sí se mide con claridad. Con el mismo modelo, una depreciación de 1 % de la TRM eleva el IPC de Armenia 0,23 % a cuatro trimestres y 0,35 % a ocho, frente a 0,19 % y 0,30 % del IPC nacional. La diferencia crece de 0,03 a 0,07 pp según el horizonte y es estadísticamente distinta de cero en todos. Una apreciación como la de 2026 (cerca de 15 %) resta entonces cerca de 3,5 % al nivel de precios de Armenia a un año, frente a 2,8 % en el país. La estimación es por mínimos cuadrados y mide el IPC total, por lo que es menos exacta que la de proyecciones con instrumentos de la sección 3.2.

Canales

Qué monitorear en Armenia

• Crédito local: tasas y cartera de la Superfinanciera para el Quindío, por modalidad.
• Mercado laboral: desempleo, informalidad y empleo por rama (GEIH, trimestre móvil).
• Vivienda: índice de precios de vivienda nueva, licencias de construcción y ventas de VIS.
• Precios: IPC de Armenia frente al nacional, por bienes y servicios.
• Café y dólar: precio interno del café y TRM, para el ingreso en pesos de la caficultura.
• Finanzas públicas: balance de caja mensual y deuda del GNC, TES a 10 años y transferencias a regiones.
• Valor agregado: seguir el VAB municipal anual de Armenia por sector frente al del país, y usar ocupados y desempleo como indicadores trimestrales de actividad.

Para dar más potencia estadística, el paso siguiente es un panel de ciudades principales con empleo, precios y crédito, estimado con las mismas proyecciones locales. Una sola ciudad con 70 trimestres no alcanza para aislar el efecto de la tasa.

6Conclusiones

Qué se puede afirmar con los datos y qué no.

• El crédito se encarece casi lo mismo que la tasa de política. El traspaso de largo plazo es de 0,69 (tasa total) y cercano a 1 en tres meses; en 2026 llegó a 92 %. Es la conclusión más sólida.
• El dólar responde a Fed, VIX y petróleo, y traspasa a precios de forma parcial. Un 1 % de depreciación suma 0,39 % a bienes y 0,22 % al núcleo en un año, más con el peso depreciado.
• La inflación núcleo responde a la brecha y, sobre todo, a las expectativas. El ISE confirma el canal de demanda, y el break-even a un año pesa más que la brecha.
• No está identificado que la tasa reduzca la actividad. Si lo hace, la inflación baja con rezago en el segundo año; si no, el modelo no ve una caída de precios. Los datos no distinguen entre las dos lecturas.
• El efecto de la tasa sobre el dólar tampoco está identificado. La apreciación de 2026 coincide con un mayor diferencial de tasas, pero también con una identificación que lo impone.
• El desempleo no aporta un eslabón nuevo identificado. La brecha de desempleo informa a la inflación igual que la del ISE, la relación de Okun es débil fuera de la pandemia (−0,20) y, tras un alza identificada de la tasa, el desempleo no sube. El de Armenia se mueve el doble que el nacional.
• El déficit encarece el financiamiento a uno y dos años. Un punto del PIB más de déficit eleva el TES a 10 años 0,3 a 0,8 pp y, en el BVAR, la prima 0,8 pp, el break-even 0,5 pp y la tasa de política 1,1 pp. Con un déficit estructural cercano a 5,6 % del PIB y una deuda de 62,9 %, cada 100 pb de tasa efectiva exigen 0,6 pp del PIB más de superávit primario. El dólar importa: la apreciación de 2026 reduce la deuda unos 2 pp del PIB.
• No hay evidencia de que la tasa empeore el balance de caja en el horizonte estudiado. La asociación es positiva y cíclica, y los datos no separan el costo de intereses.
• Para Armenia, los canales más claros son el crédito de consumo y comercial y los precios: el IPC de la ciudad responde algo más a la TRM que el nacional. Con la serie regional no se detecta efecto de la tasa sobre el empleo, y el valor agregado, que es anual por construcción, no permite medirlo (y la serie original tenía errores de nivel en 2009, 2010, 2014 y 2021 a 2023, corregidos con las cuentas del DANE). El VAB de la construcción del Quindío cae 8 %, 18 % y 27 % en 2023, 2024 y 2025. El VAB municipal muestra una caída del sector secundario superior a la nacional en 2023–2024, que es una hipótesis de canal de crédito. El efecto del dólar sobre el café y el turismo se describe pero no se estima.

Para cerrar los eslabones abiertos

• Encuesta de expectativas del Banco de la República, para separar expectativas de prima de riesgo.
• Revisión del ISE de agosto de 2026 y reestimación del extremo de la muestra.
• CDS, pagos de intereses, balance primario y balance oficial de 2020 en adelante, para separar el costo de la deuda del resto del déficit y validar la aproximación de caja.
• Identificación con choques de política medidos fuera del modelo, como sorpresas en los comunicados de la Junta.
• Confirmar la versión de las cifras y la escala de la serie original de VAB, repetir el análisis con otros departamentos para ganar potencia estadística y verificar con ventas, licencias y desistimientos el desplome de la construcción.

7Datos descargables

Paneles y resultados en CSV (UTF-8), listos para análisis o para entrenar modelos locales.

El proyecto completo (scripts, datos, figuras y logs; se reproduce con run_all.sh en unos 4 minutos) está en la carpeta Documentos\modelo_transmision. El archivo diccionario_variables.csv describe cada columna de los paneles.

8Referencias

Fuentes de datos y literatura metodológica.

Datos y documentos

• Banco de la República. Informe de Política Monetaria, julio de 2026. Documento aportado.
• Banco de la República. SUAMECA, Sistema Estadístico. suameca.banrep.gov.co
• DANE. Indicador de Seguimiento a la Economía (ISE), serie sin efecto estacional ni de calendario. Archivo aportado.
• DANE vía Banco de la República. Tasa de desempleo, total nacional, dato mensual (serie empalmada GEIH). Archivo aportado, descargado el 26 de octubre de 2026.
• Ministerio de Hacienda y Crédito Público vía Banco de la República. Balance fiscal del Gobierno Nacional Central, metodología de caja (mensual), y balance y deuda bruta del GNC como porcentaje del PIB (anual). Archivos aportados, descargados el 26 de octubre de 2026.
• Federal Reserve Bank of St. Louis. FRED. fred.stlouisfed.org
• Serie trimestral de Armenia (valor agregado deflactado, ocupados, desocupados, inactivos e IPC), 2009T1 a 2026T2. Archivo aportado por el usuario. El valor agregado se construye con el nivel anual del Quindío, la participación de Armenia y la participación trimestral del valor agregado nacional. Se contrasta con el PIB departamental del Quindío (DANE, Cuentas Nacionales Departamentales, 2005 a 2025pr) y con el VAB corriente municipal (2011 a 2024p), archivos aportados por el usuario.
• DANE. Valor agregado municipal del Quindío, 2021 a 2024, cifras corrientes y deflactadas, por sector. Archivo aportado por el usuario.
• Cinco documentos de análisis de mercado aportados (dólar, bonos, monedas latinoamericanas, vivienda social y política fiscal), citados por título abreviado.

Datos regionales

• Observatorio Económico de Armenia. Tasa de desempleo febrero–abril de 2026. observatorioarmenia.org
• Alcaldía de Armenia (16 de junio de 2026). Índice de Precios de Vivienda Nueva, primer trimestre de 2026. armenia.gov.co
• Alcaldía de Armenia (2 de octubre de 2025). Desempleo junio–agosto de 2025. armenia.gov.co
• Observatorio Económico del Quindío. Boletín informativo con datos del cuarto trimestre de 2024. observatorio.quindio.gov.co
• DANE. Boletín técnico PIB departamental 2024 provisional. dane.gov.co

Literatura metodológica

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• Fry, R. y Pagan, A. (2011). Sign restrictions in structural vector autoregressions: a critical review. Journal of Economic Literature, 49(4), 938–960.
• Hodrick, R. y Prescott, E. (1997). Postwar U.S. business cycles: an empirical investigation. Journal of Money, Credit and Banking, 29(1), 1–16.
• Jordà, Ò. (2005). Estimation and inference of impulse responses by local projections. American Economic Review, 95(1), 161–182.
• Newey, W. y West, K. (1987). A simple, positive semi-definite, heteroskedasticity and autocorrelation consistent covariance matrix. Econometrica, 55(3), 703–708.
• Pesaran, M. H., Shin, Y. y Smith, R. J. (2001). Bounds testing approaches to the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics, 16(3), 289–326.
• Rubio-Ramírez, J., Waggoner, D. y Zha, T. (2010). Structural vector autoregressions: theory of identification and algorithms for inference. Review of Economic Studies, 77(2), 665–696.
• Shin, Y., Yu, B. y Greenwood-Nimmo, M. (2014). Modelling asymmetric cointegration and dynamic multipliers in a nonlinear ARDL framework. En Horrace y Sickles (eds.), Festschrift in Honor of Peter Schmidt. Springer.
• Stock, J. y Watson, M. (2018). Identification and estimation of dynamic causal effects in macroeconomic time series using external instruments. Economic Journal, 128(610), 917–948.
• Uhlig, H. (2005). What are the effects of monetary policy on output? Results from an agnostic identification procedure. Journal of Monetary Economics, 52(2), 381–419.