El Tipo de Cambio Real de Equilibrio y la Dolarización. Evidencias para el caso ecuatoriano.

E C O N O M Í A

TESIS de MAGÍSTER

IInstituto N S T I de T Economía U T O D E

DOCUMENTO DE TRABAJO

2005

El Tipo de Cambio Real de Equilibrio y la Dolarización. Evidencias para el Caso Ecuatoriano Rodrigo Mendieta.

www.economia.puc.cl

PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATÓLICA DE CHILE FACULTAD DE CIENCIAS ECONÓMICAS Y ADMINISTRATIVAS INSTITUTO DE ECONOMÍA SEMINARIO DE TESIS PARA MAGÍSTER EN ECONOMÍA PRIMER SEMESTRE 2005

EL TIPO DE CAMBIO REAL DE EQUILIBRIO Y LA DOLARIZACIÓN. EVIDENCIAS PARA EL CASO ECUATORIANO

Comisión: Juan E. Coeymans Felipe Larraín B. Alumno:

1

Rodrigo Mendieta Muñoz1

Se agradece a la Comisión de Tesis y a Matías Madrid por los comentarios y sugerencias.

A mis hijos.

2

ÍNDICE 1.

INTRODUCCIÓN……………………………………………………………………………………1

2.

MODELO TEÓRICO………………………………………………………………………………. .2

2.1.

Definición del Tipo de Cambio Real (TCR)………………………………………………..............3

2.2.

Demanda……………………………………………………………………………………………3

2.3.

Oferta…………………………………………………………………………………………….....4

2.4.

Equilibrio…………………………………………………………………………………………. .5

2.5.

Efectos Esperados de los Determinantes de Largo Plazo del TCR………………………………. .7

3.

TCR DE EQULIBRIO Y DOLARIZACIÓN……………………………………………………….10

3.1.

Dolarización: Beneficios y Costos…………………………………………………………….......10

3.2.

Antecedentes de la Dolarización en el Ecuador……………………………………………….......11

3.3.

TCR de Equilibrio y Dolarización………………………………………………………………...12

4.

METODOLOGÍA EMPÍRICA……………………………………………………………………...13

4.1.

Modelo Econométrico……………………………………………………………………………..13

4.2.

Cointegración con Cambio de Régimen…………………………………………………………..14

4.3.

Cálculo del Tipo de Cambio Real de Equilibrio y el Desalineamiento…………………………...16

4.4.

Análisis del Ajuste del TCR………………………………………………………………... ……16

5.

RESULTADOS……………………………………………………………………………………...17

5.1.

Datos………………………………………………………………………………………............17

5.2.

Estimación del Modelo de Largo Plazo…………………………………………………………...18

5.3.

Test de Cointegración con Cambio de Régimen………………………………………………….24

5.4.

El Tipo de Cambio Real de Equilibrio y del Desalineamiento……………………………............27

5.5.

El Ajuste del TCR…………………………………………………………………………............28

6.

RESUMEN Y CONCLUSIONES…………………………………………………………………..36

7.

BIBLIOGRAFÍA……………………………………………………………………………............39

APÉNDICES……………………………………………………………………………………….............42 APÉNDICE 1. Resolución de la Condición de Equilibrio (13c) para e x y em ………………………….42 APÉNDICE 2. Derivaciones Matemáticas de los Efectos Esperados de los Determinantes de Largo Plazo del TCR..…………………………………………………………………….42 ANEXOS……………………………………………………………………………………......................46 ANEXO 1: Desalineamiento del TCR……………………………………………………………………..46 ANEXO 2: Ajuste, Test Residuales y de Estabilidad de los Modelos de Corrección de Errores…………………………………………………………………………………………47

3

RESUMEN EJECUTIVO En los últimos años se ha discutido la relevancia de la política cambiaria en la eficiencia económica de las naciones. Se ha argumentado a favor y en contra de esquemas monetarios y cambiarios extremos que enfrenten los shocks de naturaleza externa, que afectan en mayor medida a las economías emergentes, y, por otro lado, impongan cierta disciplina fiscal. Argumentos que han llevado a muchos países a optar por sistemas flexibles, y a unos pocos por sistemas fijos.

En medio de una aguda crisis económica, política y social, el Ecuador adopta el sistema rígido de dolarización total de su economía a inicios del año 2000. Desde entonces, al reducirse el grado de maniobra de la política cambiaria, toma importancia el análisis del tipo de cambio real (TCR) que experimenta una rápida apreciación a partir de 2000 con efectos no deseados en el sector externo. Segovia (2003) otorga evidencia que hacia el año 2002 el TCR se encuentra sobrevaluado en un 13% de su valor de equilibrio.

El TCR representa un precio relativo determinante del grado de competitividad externa y de la asignación de recursos entre sectores. Asumido el régimen de dolarización, la literatura prevé que los desajustes del TCR en torno a su nivel de equilibrio de largo plazo se torna más difícil de corregir dado que se abandona el tipo de cambio nominal como instrumento de corrección de tales desajustes, ocasionando desequilibrios macroeconómicos importantes.

El presente trabajo otorga evidencia sobre el Tipo de Cambio Real de Equilibrio en el Ecuador y la relevancia de la adopción de la dolarización en su dinámica.

Del desarrollo del modelo teórico se concluye que es posible considerar como variables determinantes del TCR en el largo plazo al saldo en cuenta corriente como porcentaje del PIB, el gasto del gobierno como porcentaje del PIB, los términos de intercambio, política comercial y diferencial de productividad sectorial.

En cuanto al efecto de la adopción del sistema rígido de dolarización sobre el TCR, éste tiene que ver fundamentalmente con el ajuste del TCR en torno a su nivel de equilibrio de largo plazo. Tras

4

un desalineamiento del TCR de su nivel de equilibrio, el ajuste requerido se torna prolongado toda vez que se ha abandonado el tipo de cambio nominal, provocando desequilibrios importantes.

Con éstos antecedentes teóricos, se procede a la contrastación empírica para lo cual se aplica el enfoque de cointegración y corrección de errores propuesto por Engle y Granger, fundamentalmente, y además el propuesto por Banerjee y Pesaran, pero sin resultados satisfactorios. El modelo econométrico de largo plazo incluye como variables explicativas a las obtenidas del modelo teórico, utilizando como proxy de la política comercial una variable de apertura, e incluyendo una tendencia que se hace cargo del hecho que el sector transable crece en productividad más rápido que el sector no transable. En cuanto a la política comercial se consideró los Ingresos Tributarios Totales por Importación, y se construyó diferenciales de crecimiento entre Ecuador y Estados Unidos para aproximar el crecimiento relativo de productividades sectoriales, pero resultaron no significativas estadísticamente. Se trabaja con una frecuencia trimestral que comprende el período 1993:1 – 2004:1 y con una frecuencia anual entre 1980 y 2004. Los coeficientes de las estimaciones del modelo de largo plazo resultan significativos y con los efectos esperados.

Lo fundamental del modelo de largo plazo es testear la cointegración existente, es decir si es procedente considerarlo o no como una relación de equilibrio estable de largo plazo. Engle y Granger plantean el test de cointegración basado en el análisis de raíz unitaria de los residuos de la ecuación de largo plazo, haciendo uso del test de Dickey y Fuller aumentado – ADF – entre otros. La hipótesis nula del test de EG implica no cointegración versus la hipótesis alterna de cointegración. La particularidad del método de EG es que asume estabilidad en los parámetros del modelo de largo plazo. Para testear la existencia de una relación de equilibrio estable de largo plazo entre el tipo de cambio real y sus fundamentos y, además, verificar si ésta relación involucra un cambio estructural en torno a la adopción de la dolarización, se considera el enfoque de cointegración con cambio de régimen desarrollado por Gregory y Hansen (1996) – GH – quienes advierten que el método de EG no considera la presencia de cambio estructural en la relación de cointegración y que su no internalización puede llevar a no rechazar la hipótesis nula, ya que asume parámetros constantes, cuando en verdad existe una relación de equilibrio en el

5

largo plazo en la que el cambio de régimen es relevante. Plantean diferentes modelos de cointegración que involucren el cambio estructural, entre los cuales se considera el “Modelo de Cointegración con Cambio de Régimen” – MCCR – que implica incluir una variable mudas o dummys que toma el valor de cero antes del supuesto cambio de régimen y uno a continuación; la misma que multiplica a cada regresor del modelo de largo plazo, incluyendo el intercepto. La hipótesis nula del test de GH es la misma que la de EG, pero la hipótesis alterna se modifica indicando que hay cointegración con cambio de régimen. Las hipótesis se contrastan, al igual que EG, a través del test de raíz unitaria de los residuos del MCCR. Los valores críticos se encuentran publicados en Gregory y Hansen (1996). Para implementar el método cuando se desconoce el posible cambio de régimen se procede a establecer el MCCR con variables dummys que toman el valor de cero antes del presunto quiebre y uno en adelante, lo que se repite para cada punto del tiempo que se requiera analizar. De cada MCCR se extrae el residuo y se procede a testear la raíz unitaria. El valor mínimo calculado del test de raíz unitaria indica que el cambio de régimen se dio en ese período. Implementado el test, se rechaza la hipótesis nula de GH, y se encuentra que la relación de largo plazo entre el TCR y sus fundamentos puede ser considerada como una relación de equilibrio que involucra un cambio de régimen en el año 1999. Con lo que se concluye que, en el caso ecuatoriano, la relación de equilibrio del TCR sufre un cambio de régimen en el período previo a la dolarización. Por lo tanto, a este cambio de régimen contribuyen más los fenómenos económicos que condujeron a la adopción de la dolarización que la implementación del nuevo régimen como tal.

Con estos antecedentes se procede a calcular la tendencia de equilibrio del TCR

y el

desalineamiento correspondiente. En el año 1999 se presenta una subvaluación llegando a niveles del 40% en el último trimestre y a 53% en el primer trimestre de 2000, overshooting del TCR tras la devaluación nominal de cerca del 300% entre inicios de 1999 e inicios de 2000. Posteriormente, adoptado el régimen de dolarización, el TCR presenta una tendencia de apreciación reflejada en una sobrevaloración del 12% durante el cuarto trimestre de 2002, resultados consistentes con los reportados en Segovia (2003). A partir de entonces se evidencia una reducción de la sobrevaloración, revirtiéndose la tendencia de apreciación. Se presenta una subvaluación del 3% para el año 2004. Éstos resultados entregan cierta evidencia sobre el ajuste

6

del TCR en relación a su nivel de equilibrio de largo plazo. Aspecto que requiere de un mayor análisis para medir las implicancias de la dolarización.

Entonces se estima el modelo de corrección de errores que entrega evidencia sobre el coeficiente de corrección de errores (CCE) que representa la velocidad de ajuste necesaria para llevar al TCR hacia su senda de equilibrio de largo plazo. Coeficiente que, como se anotó, teóricamente debería afectarse con el régimen de la dolarización tornándose lento. Las estimaciones del modelo de corrección de errores resultan significativas siendo lo relevante el hallazgo de una velocidad de ajuste del orden de 0.65 en términos trimestrales, lo que indica un ajuste relativamente rápido hacia el nivel de equilibrio. A través de estimaciones recursivas y de tipo rolling, se concluye que el CCE experimenta un quiebre durante el año 1999. Específicamente, el CCE se torna más negativo indicando una mayor velocidad de ajuste del TCR hacia su nivel de equilibrio de largo plazo, a partir del quiebre. Debido al escaso período de análisis post dolarización, éste resultado no debe considerarse como contrario a las predicciones de que la dolarización causaría prolongados ajustes del TCR hacia su nivel de equilibrio tras un desalineamiento, al prescindir de la política cambiaria, sino más bien debe considerarse como un resultado de mediano plazo y que es condicional a las características pre dolarización, como es el caso del congelamiento por un año del 45% del M2 a partir de marzo de 1999, con lo que se afecta el nivel de gasto, permitiendo que ante una sobrevaluación del TCR éste tienda a su senda de equilibrio; por otro lado la fuerte devaluación nominal del sucre durante 1999 generó un overshooting en el TCR, anotado más arriba, con lo que la mayor velocidad del ajuste del TCR indicaría el reajuste lógico dada el ancla nominal de la dolarización y la convergencia de la inflación a niveles internacionales; por último la devaluación nominal del dólar, registrada en los últimos años, podría considerarse como una causa externa de una mayor velocidad de ajuste del TCR hacia su nivel de equilibrio dado un desajuste tipo sobrevaluación.

Es esperable que éstos fenómenos no se mantengan en el largo plazo, con lo que se deja planteado investigar lo expuesto a medida que sea posible incluir mas información que permita mayor análisis post dolarización, incluir otras variables como proxy y otros métodos de estimación.

7

INTRODUCCIÓN En los últimos años se ha discutido la relevancia de la política cambiaria en la eficiencia económica de las naciones. Se ha argumentado a favor y en contra de esquemas monetarios y cambiarios extremos que enfrenten los shocks de naturaleza externa, que afectan en mayor medida a las economías emergentes, y, por otro lado, impongan cierta disciplina fiscal. Argumentos que han llevado a muchos países a optar por sistemas flexibles, y a unos pocos por sistemas fijos. En medio de una aguda crisis económica, política y social, el Ecuador adopta el sistema rígido de dolarización total de su economía a inicios del año 2000. Desde entonces, al reducirse el grado de maniobra de la política cambiaria, toma importancia el análisis del tipo de cambio real (TCR) que experimenta una rápida apreciación a partir de 2000 con efectos no deseados en el sector externo. Segovia (2003) otorga evidencia que hacia el año 2002 el TCR se encuentra sobrevaluado en un 13% de su valor de equilibrio. Incluso se llega a debatir sobre la posibilidad de optar por una política de defensa del TCR. El TCR representa un precio relativo determinante del grado de competitividad externa y de la asignación de recursos entre sectores. Asumido el régimen de dolarización, la literatura prevé que los desajustes del TCR en torno a su nivel de equilibrio de largo plazo se torna más difícil de corregir dado que se abandona el tipo de cambio nominal como instrumento de corrección de tales desajustes, ocasionando desequilibrios macroeconómicos importantes. Resulta, entonces, intelectualmente demandante analizar la implicancia de la dolarización en la dinámica de equilibrio del TCR en el caso ecuatoriano. Así, el objetivo central del presente trabajo es investigar el tipo de cambio real de equilibrio en el Ecuador considerando el cambio de régimen cambiario de dolarización adoptado hacia inicios del año 2000. La hipótesis central es que la adopción de la dolarización es relevante para la relación de equilibrio de largo plazo del TCR por lo que, siguiendo el método desarrollado por Gregory y Hansen (1996), se internaliza dicho cambio de régimen y se testea la cointegración existente. Con ésta evidencia se analiza la dinámica del tipo de cambio real de equilibrio en el Ecuador y cómo se afectó por el régimen de dolarización. Aparte de ésta introducción, el trabajo incluye en el punto dos el modelo teórico desarrollado, que busca determinar qué variables fundamentales son relevantes para el TCR de equilibrio. El punto tres expone aspectos sobre la dolarización, sus beneficios y costos, a la vez que se incluyen los

8

antecedentes económicos previos a la adopción de dicho sistema en el Ecuador. Concluye con las implicancias de la dolarización en el TCR de equilibrio. En el punto cuatro se expone la metodología empírica aplicada para: estimar la relación de largo plazo del TCR, determinar su trayectoria de equilibrio, medir el desalineamiento correspondiente, testear la existencia de una relación de equilibrio estable de largo plazo y si la dolarización representa un cambio de régimen para dicha relación, y, finalmente, explorar cómo afectó la dolarización a la dinámica del TCR de equilibrio. Los resultados y su respectivo análisis se incluyen en el punto cinco. El punto seis cierra el trabajo con un resumen y conclusiones.

3.

MODELO TEÓRICO

Dadas las interrogantes planteadas en el presente trabajo, el objetivo del modelo teórico es obtener una relación de largo plazo para el TCR que incluya determinantes fundamentales. Con sus bases en el trabajo de Arellano y Larraín (1996)2, se trata de un modelo simple de equilibrio general para una economía pequeña y abierta con dos mercados de bienes: transables y no transables. El sector transable, conformado por bienes importables y exportables, acepta los precios siguiendo la paridad del poder de compra. A su vez, en el sector no transable los precios se determinan por la interacción entre la oferta y la demanda interna. Adicionalmente al trabajo de Arellano y Larraín (1996), se consideran los aranceles de importación en la definición del TCR para poder analizar su efecto sobre el TCR de equilibrio. Así mismo se extiende la identidad entre ingreso nacional y producto en forma tal que permita la inclusión del saldo en la cuenta corriente como determinante fundamental del tipo de cambio real de largo plazo. Finalmente se introduce el ratio entre el cambio de la productividad media del trabajo del sector transable y no transable como determinante de la fracción del producto destinado a la oferta de bienes no transables, lo que lleva a incluir el efecto del cambio relativo de productividades sectoriales como determinante de largo plazo del TCR.

2

Quienes, a su vez, se basan en Rodríguez, C.A. Otros desarrollos teóricos con similar enfoque son los introducidos por Edwards (1994) y Elbadawi (1994).

9

4.1.

Definición del Tipo de Cambio Real (TCR)

Inicialmente el TCR se define como el cuociente entre el precio de los bienes transables Pt y el precio de los bienes no transables Pn. Llamando e al índice de tipo de cambio real, se tiene que:

e

Pt Pn

(1a)

El precio de los bienes transables está compuesto por el precio de los bienes exportables e importables de la siguiente manera:

Pt  Px   Pm1

(2)

Donde Px y Pm son los precios domésticos de los bienes exportables e importables respectivamente. Éstos, a su vez, se expresan como:

Px  E  Px * Donde Pm* y Px* son

Pm  E  Pm* (1  tm)

,

los precios internacionales

(3)

de bienes importables y exportables

respectivamente, E el tipo de cambio nominal, y tm representa la tasa de impuesto neto de importación. Con ésto, es posible escribir el TCR como: 

EPx * ( Pm * (1  tm))1  e Pn

(1b)

O como:

 E  Px *   e    Pn 



1 

 E  Pm * (1  tm)    Pn  

(1c)

Donde se puede distinguir entre un tipo de cambio real de exportaciones e x y otro de importaciones em :

E  Px * ex  Pn

E  Pm * (1  tm) em  Pn

,

(4)

Con lo que, finalmente, se puede expresar al TCR de la siguiente manera: 

e  ex em 4.2.

1 

(1d)

Demanda

El gasto nominal total A es la suma de la absorción privada Ap y el gasto público Ag:

A  Ap  Ag

(5)

10

El gasto nominal privado en bienes no transables Apn es una fracción  de Ap que se asume depende del tipo de cambio real de exportaciones y de importaciones de la siguiente forma:

Apn   (ex , em ) Ap

(6)

Es esperable que  (ex , em )  0 ya que tras un aumento en el tipo de cambio real los bienes transables se encarecen en relación con los bienes no transables lo que causa un aumento en el gasto privado de éstos últimos. Por su parte el gasto nominal del gobierno en bienes no transables Agn es una fracción  del total del gasto gubernamental, siendo  una variable de control del gobierno:

Agn  Ag

(7)

La demanda total por bienes no transables se puede expresar como:

An  Apn  Agn

(8)

Reemplazando (6) y (7) en (8), considerando (5) y definiendo Ag = gY, donde g es la proporción del gasto del gobierno Ag en el producto Y, la demanda por bienes no transables queda expresada como:

An   (ex , em )( A  gY )  gY

4.3.

(9)

Oferta

El producto total Y es la suma del valor de la producción de bienes transables Yt y de no transables Yn:

Y  Yt  Yn

(10)

La oferta de bienes no transables se determina como una fracción  del producto total que depende del tipo de cambio real de exportaciones e importaciones, así como de  L que representa el cambio relativo de la productividad media del trabajo entre el sector transable y no transable:

Sn   (ex , em , L )Y

(11)

Se espera que  ex ,  em  0 ya que dado un aumento en el tipo de cambio real se torna más atractivo para los oferentes dejar de producir bienes no transables y asignar recursos encaminados a aumentar la producción de bienes transables.

11

Por su parte, un aumento en  L representa un diferencial de crecimiento de la productividad del sector transable en relación a la del sector no transable mayor. El salario real del sector transable aumenta conforme el incremento de productividad, efecto que se traspasa al sector no transable, que experimenta un crecimiento menor en productividad, reduciéndose la oferta de no transables al encarecerse la producción, por lo que se espera que  L  0 . Con lo que se tiene que

 (ex , em , L )  0 . 4.4.

Equilibrio

Teóricamente, Edwards (1989) define el TCR de equilibrio, al cual la economía debiera converger en el largo plazo, como el precio relativo de los bienes transables y no transables que, para unos valores de variables pertinentes (tecnología, impuestos, y precios), produzca simultáneamente el equilibrio interno y externo. El equilibrio interno significa que el mercado de bienes no transables se equilibra en el período en curso y en períodos futuros. El equilibrio externo se alcanza cuando se satisface la restricción presupuestaria intertemporal, según la cual la suma descontada de la cuenta corriente de un país tiene que ser igual a cero. Para Nurkse (1945) el equilibrio externo se logra cuando el déficit en cuenta corriente es tal que pueda financiarse mediante un nivel sostenible de flujos de capital. Arrellano y Larraín (1996) advierten que el TCR de equilibrio “es aquel que equilibra el mercado de los no transables, de modo de asegurar equilibrio interno, alejando a la economía de presiones inflacionarias y deflacionarias”3. Una gran parte de trabajos que incluyen modelos teóricos sobre los determinantes del TCR de equilibrio enfrentan el equilibrio externo asumiendo que en el largo plazo se satisface la restricción presupuestaria intertemporal o se alcanza un nivel sostenible de flujos de capital, es decir se cumple con la condición mediante la cual un país no es deudor ni acreedor neto en el largo plazo (condición de transversalidad). Con los antecedentes anotados se procede a equilibrar el mercado de bienes no transables con lo que:

An  Sn

(12)

Reemplazando (9) y (11) en (12), se obtiene: 3

Desde el punto de vista operacional el TCR de equilibrio es una variable no observable cuyo valor puede ser aproximado, tema que será tratado en el punto 4.3.

12

 (ex , em )( A  gY )  gY   (ex , em , L )Y

(13a)

Ahora, considerando la siguiente identidad:

Y  PNF  TRC  A  X  M  PNF  TRC

(14)

Donde X – M es la balanza comercial de bienes y servicios no financieros; PNF el pago neto a factores conformado por la remuneración de empleados y la renta de la inversión; y TRC las transferencias corrientes netas. Identidad que puede ser agrupada como:

R  A  CC

(15)

Donde R  Y  PNF  TRC representa la renta nacional, y CC  X  M  PNF  TRC el saldo de la cuenta corriente. Reordenando (15) se tiene que A  R  CC , con lo que introduciendo en la expresión de equilibrio interno (13a), se tiene:

 (ex , em )( R  CC  gY )  gY   (ex , em , L )Y

(13b)

Dividiendo para Y, y asumiendo que: R Y  1 , tenemos:

 (ex , em )(1  cc  g )  g   (ex , em , L )

(13c)

Con: cc  CC Y Resolviendo (13c), que es una ecuación de equilibrio, para

e x y em es posible llegar a las

siguientes formas funcionales4:

ex  f em , cc, g ,  , L 

(14a)

em  g ex , cc, g ,  , L 

(15a)

A continuación, definiendo los términos de intercambio TI como el cuociente entre el precio internacional de bienes exportables e importables:

TI 

Px * Pm *

(16)

Es posible llegar a la siguiente relación entre el tipo de cambio real de exportaciones y el de importaciones:

ex E  Px * TI   * em E  Pm (1  tm) (1  tm)

4

(17)

La solución se incluye en el Apéndice 1.

13

Reemplazando la relación (17) en (14a) y (15a) se tiene:

ex  hcc, g ,  , L , TI , tm 

(14b)

em  l cc, g ,  , L , TI , tm 

(15b)

Con esto y haciendo uso de (1d), se obtiene:

e  F cc, g ,  , L , TI , tm 

(18)

Siendo (18) una forma funcional reducida que representa una relación de equilibrio de largo plazo entre el TCR y sus determinantes. Sobre ésta forma funcional se basarán las estimaciones empíricas y contrastaciones posteriores cuyos resultados permitirán responder a las cuestiones planteadas en el presente trabajo.

4.5. 4.5.1.

Efectos Esperados de los Determinantes de Largo Plazo del TCR5 Efecto de la Cuenta Corriente

Se establece un efecto directo del saldo en cuenta corriente como proporción del producto sobre el TCR. Dado el nivel de renta, un mayor gasto se traduce en un menor superávit de cuenta corriente o en un déficit. Niveles mas altos de gasto, manteniendo constante el nivel de renta, son consistentes con una apreciación del TCR. Éste efecto gasto conocido como el de Salter – Corden – Swan explica que un mayor gasto total de la economía eleva la demanda de bienes transables y no transables. El precio de bienes transables no se altera por su exogeneidad, en cambio la mayor demanda de bienes no transables presiona al alza sus precios con la consiguiente caída del TCR. Matemáticamente, el efecto de la cuenta corriente sobre el TCR puede ser derivado como:

e  cc

Ya que 4.5.2.

 ( e)

  1  cc  g   e



 (e) A      g   Y  e

0

A   g  0 ,  (e)  0 ,  0 y   0 . Y e Efecto del Gasto del Gobierno en Bienes no Transables

Un aumento en la proporción de gasto del gobierno destinado a bienes no transables, independientemente del nivel de gasto gubernamental total y financiamiento del mismo, presiona al alza el precio de los bienes no transables con la consecuente apreciación del TCR, lo que puede corroborarse matemáticamente: 5

El desarrollo de las derivaciones matemáticas se presentan en el Apéndice 1.

14

e  

g

 1  cc  g  

Dado que 4.5.3.

 e



g    1  cc  g  e



g 0  A       g  e Y 

A   g  0, g  0,  0 y   0 . Y e

Efecto del Gasto Total del Gobierno

Para analizar el efecto del gasto del gobierno sobre el TCR es necesario distinguir dos casos según la forma de financiamiento. Así, un aumento en el gasto del gobierno puede ser financiado por un aumento de impuestos al sector privado o por un incremento del crédito externo. Si el mayor gasto del gobierno se financia con impuestos, asumiendo que el sector privado valora el gasto del gobierno en forma que resulte sustitutivo del consumo privado, el gasto interno total no se afecta. El mayor gasto del gobierno se puede destinar al consumo de bienes transables y no transables. Éste mayor gasto es financiado con impuestos, lo que reduce el ingreso disponible del sector privado, que reducirá el consumo tanto de bienes transables como no transables. Con lo que el gasto interno agregado no se altera6. El efecto sobre el tipo de cambio real dependerá de las propensiones marginales a consumir bienes no transables del sector público versus el sector privado, tornando ambiguo tal efecto, lo que se corrobora con la siguiente derivación matemática:

e    ( e)    ( e)    g  A    1  cc  g      g  e e Y  Si la propensión a consumir bienes no transables es mayor para el gobierno que para el sector privado:    (e) , entonces e g  0 7, que indica que el tipo de cambio real se apreciaría tras el aumento del gasto gubernamental financiado con impuestos. En cambio, si la propensión a consumir bienes no transables es mayor en el sector privado que en el gobierno:  (e)   , entonces e g  0 , indicando el efecto contrario. En la mayoría de los trabajos de determinantes del TCR para economías en desarrollo se considera el hecho de que el sector público mantiene una propensión a consumir bienes no transables mayor que el sector privado.

AY 0 g 7 Ya que     A  g   0 e Y  6

Con lo que

15

Por su parte, si el incremento en el gasto del gobierno se financia con una línea de crédito externa el gasto interno aumenta absorbiendo el shock8. El mayor gasto público se destina a bienes transables y no transables, la demanda de éstos últimos, al verse afectada, presiona al alza su precio con la consecuente apreciación del TCR, estableciéndose inequívocamente una relación negativa entre el gasto del gobierno y la tasa real de cambio. Lo anotado es derivable en forma matemática como:

e     0   A g      1  cc  g      g  e e Y  4.5.4.

Efecto de los Términos de Intercambio

Una variación de los términos de intercambio también es una fuente de variación en el tipo de cambio real. El efecto de ésta variable es ambiguo. Dada una variante en los términos de intercambio se genera, por un lado, un efecto sustitución, de signo positivo, dado por el cambio en los precios relativos de bienes importables, exportables y no transables. Un aumento de los términos de intercambio abarata el precio de los bienes importables causando un aumento en la demanda por éstos bienes. En la medida que los bienes no transables sean sustitutos de los bienes importables, la demanda por bienes no transables disminuirá lo que hará caer el precio de los bienes no transables generando un aumento del tipo de cambio real. Por otro lado, en la medida que el cambio en los términos de intercambio se perciba como permanente, un aumento en los términos de intercambio genera aumentos en el ingreso disponible, lo que eleva el consumo y se presiona al alza los precios de bienes no transables. Éste efecto riqueza es negativo, un aumento de los términos de intercambio reducirían el tipo de cambio real. En conclusión, el efecto de los términos de intercambio sobre el TCR es una cuestión empírica, hallándose generalmente que el efecto renta supera al efecto sustitución.

4.5.5.

Efecto de los Impuestos de Importación

Tienen una relación inversa con el TCR. Una disminución en los aranceles de importación abarata el precio de bienes transables en relación a los no transables disminuyendo la demanda de éstos

8

Expresado por  A Y  1 g

16

últimos en la medida en que guarden cierto grado de sustitución. La consecuencia es una reducción en el precio de bienes no transables depreciando el TCR9.

4.5.6.

Efecto del Cambio Relativo de la Productividad Media del Trabajo entre el Sector Transable y no Transable (  L )

Éste efecto llamado como el de Balassa – Samuelson mantiene la hipótesis que un mayor crecimiento de la productividad media del trabajo en el sector transable en relación con el sector no transable incrementa el salario real de la economía en los dos sectores elevando el precio de los bienes no transables con la consecuente apreciación del tipo de cambio real. En efecto, plantea que dado un crecimiento más rápido en la productividad del sector transables versus el no transable, el salario real se incrementa en toda la economía; siendo éste incremento mayor que el incremento de la productividad del sector no transable con lo que se incrementan los costos reales presionando al alza los precios de bienes no transables apreciando la tasa real de cambio. Considerando que la oferta de bienes no transables reacciona negativamente al ratio  L , ya que el costo real se incrementa, se puede derivar matemáticamente que:

 L e    L  1  cc  g    e

5.

  L 0 A      g    e Y 

TCR DE EQUILIBRIO Y DOLARIZACIÓN

En éste punto tres se discute los aspectos relevantes del sistema de dolarización, así como los fenómenos previos a su adopción en el Ecuador. Al final se expone lo referente al TCR de equilibrio y la dolarización.

5.1.

Dolarización: Beneficios y Costos10

Por dolarización total de una economía se entiende el reemplazo de la moneda nacional por el dólar en sus funciones de medio de pago, unidad de cuenta y reserva de valor. Con esto el país 9

Éste efecto depende, también, de lo que el gobierno haga al tener menos ingresos y de lo que el público perciba que va a pasar con el ingreso permanente. 10

Los acápites 3.1. y 3.2. tienen como referencia a los trabajos de Ayala (2000a y 2000b)

17

deja de emitir moneda nacional y queda sin efecto la política monetaria, reduciéndose al mínimo las responsabilidades del Banco Central. El fin último de todo sistema monetario y cambiario debe perseguir establecer un marco de confianza para la toma de decisiones de los agentes, en forma tal que se brinde un ambiente estable en donde las reformas económicas y políticas tengan resultados fructíferos; lo que cualquier sistema monetario y cambiario lo lograría si las políticas son coherentes y sostenibles en el tiempo. Sin embargo, los principales beneficios que se han atribuido a la dolarización, entre otros, son: a) reducción de la inflación y de las tasas de interés a nivel internacional; b) eliminación del riesgo cambiario; y, c) profundización del mercado financiero y generación de crédito a largo plazo, tras la estabilidad de precios y disminución de las tasas de interés. Dados lo beneficios anotados, la dolarización genera una suerte de restricción en cuanto obliga a mantener disciplina fiscal al gobierno e incrementar la productividad a las empresas del sector transable. En lo referente a los costos de la dolarización se consideran, como los de mayor importancia, los siguientes: a) pérdida de los ingresos por señoreaje al cesar el uso de la moneda nacional; b) abandono del tipo de cambio nominal y la política monetaria como instrumentos de ajuste ante shocks externos haciendo que ante un desalineamiento en el tipo de cambio real, su ajuste sea mas prolongado y costoso; y, c) ausencia de un prestamista de última instancia que asista los problemas de liquidez en el sistema financiero.

5.2.

Antecedentes de la Dolarización en el Ecuador

Hasta inicios de la década de los 80 se mantuvo una inflación menor al 15% anual y un tipo de cambio nominal fijo a una razón de 25 sucres por dólar. El PIB per cápita tuvo un máximo en 1981. Luego vino un descenso en el precio del petróleo que, junto a los problemas fronterizos con el Perú, elevó el déficit presupuestario en 1981. En esferas internacionales, México incumple la deuda externa en 1982. Ecuador hizo lo propio en 1983. Durante la década de 1980 y 1990 las políticas económicas no tuvieron éxito para reactivar la economía, cada vez más vulnerable ante shocks externos. En el ámbito cambiario se experimentaron varias modalidades desde políticas de mini y macro devaluaciones, flotación controlada, bandas cambiarias y tipos flexibles. La inflación empezó a incrementarse a niveles de 24% anual con una devaluación del sucre que llegó a 6.825 por dólar en 1998. Año en que la crudeza del fenómeno climático de El Niño y un bajo precio en el barril de petróleo fueron el escenario para la mayor crisis financiera de la historia del

18

Ecuador. Crisis que obligó a poner la política monetaria del Banco Central a disposición del salvataje bancario con una emisión mensual que alcanzo el 20,5% en diciembre y que continuó durante el año 1999 hasta acumular un incremento del 152% en éste año. En febrero de 1999 el Banco Central abandona las bandas cambiarias y deja flotar al sucre llegando a niveles de 13.000 sucres por dólar dos meses después. En marzo, el gobierno dispone un feriado bancario de una semana para luego congelar el 45% del M2 por el lapso de un año. Con esto se pretendía parar la devaluación y evitar la alta inflación que parecía inminente (entre enero de 1999 y enero de 2000 el sucre se devaluó nominalmente en un 300 por ciento con respecto al dólar y la inflación fue de 60%). Todo esto repercutió en una serie de huelgas que paralizaron la actividad económica. La economía se contrajo en un 7,3% en términos reales en 1999, el sucre terminó el año a 20.243 por dólar, llegando los primeros días de enero de 2000 hasta un tipo de cambio de 28.000 sucres. Con tal nivel de insostenibilidad, el 9 de enero de 2000 se anuncia la dolarización de la economía ecuatoriana a una razón de 25.000 sucres por dólar. Tras el cambio de poder se establecen una serie de reformas conducentes a instaurar el nuevo sistema cambiario, vigente en el Ecuador hasta los actuales momentos.

5.3.

TCR de Equilibrio y Dolarización

La adopción de regímenes cambiarios extremos como es el caso de la dolarización total de una economía tiene ventajas y desventajas que han sido discutidas en la literatura, como ya se anotó. La implicancia fundamental es que se relega al tipo de cambio nominal y la política monetaria como mecanismos de ajuste ante shocks de naturaleza especialmente externa, ante los cuales economías como la ecuatoriana son altamente vulnerables. Se puede pensar que, dado ello, el concepto de tipo de cambio real deja de tener efecto. Sin embargo no es así. Su capacidad de ser una variable fundamental para mantener los equilibrios externos e internos persiste bajo la dolarización. Fontaine y Vergara (2000) advierten que aún bajo el esquema de dolarización el tipo de cambio real de equilibrio continúa con su papel de factor determinante de la competitividad nacional. Explican que los determinantes del tipo de cambio real de equilibrio siguen incidiéndolo aunque la moneda nacional se haya sustituido por el dólar. Indican que el efecto de la dolarización, al no existir el tipo de cambio nominal, se da en virtud de que los shocks sobre el tipo de cambio real de equilibrio originan costosos y prolongados ajustes en la economía. Calvo (1999a y 1999b) explica que el desalineamiento del tipo de cambio real en torno

19

a su nivel equilibrio se torna difícil de corregir al prescindir de los ajustes del tipo de cambio nominal una vez adoptada la dolarización. Hecho que causaría desequilibrios macroeconómicos importantes dado que ante un desajuste del TCR, por ejemplo una sobrevaloración (TCR observado más apreciado que su nivel de equilibrio), la opción para las autoridades económicas es restringir el gasto agregado con efectos no deseados en la producción y el empleo. De lo expuesto se concluye que el efecto de la dolarización sobre el tipo de cambio real de equilibrio tiene que ver con el ajuste requerido para corregir los desalineamientos. Ajuste que se torna más prolongado y, por tanto, costoso para la economía al no contar con política monetaria ni cambiaria que enfrenten el shock11.

6.

METODOLOGÍA EMPÍRICA

En ésta sección se expone el modelo econométrico a ser estimado así como las herramientas estadísticas aplicadas, cuyos resultados entregan evidencia concluyente sobre los objetivos del trabajo.

6.1.

Modelo Econométrico

El problema de contrastación empírica se abordará con un enfoque econométrico estructural de series de tiempo que, por un lado, permita estimar la relación de equilibrio de largo plazo del tipo de cambio real y el análisis de su dinámica; y, por otro, considere el problema de no estacionariedad estocástica involucrado al trabajar con series integradas de orden uno. Específicamente se plantea un modelo de corrección de errores y su estimación se la realizará con el método de Engle y Granger (1987) – EG – determinando, primero, una ecuación de largo plazo o de cointegración expresada en términos generales como:

et  Ft  resid t Donde

et corresponde al TCR,  es el vector de parámetros,

(19)

Ft

el vector de variables

fundamentales consistentes con el modelo teórico desarrollado en el punto 2, y resid t el residuo de la ecuación. Si el residuo resulta un proceso aleatorio estacionario, es decir no tiene raíz unitaria, implica que el modelo de largo plazo cointegra, o dicho de otra forma, el TCR y las 11

Asumiendo cierta inflexibilidad en los precios internos.

20

variables fundamentales guardan una relación estable en el largo plazo. La relación econométrica de largo plazo se puede obtener de linealizar (18) y expresar las variables pertinentes en términos logarítmicos12:

log( TCRt )   0  1

CC Ag  2   3 t   4 L t   5 log( TI t )   6tmt  resid t Y t Y t

(20)

Con ésta evidencia se define un modelo de corrección de errores, representado en términos generales como:

et   0    i Ft i  CCE (resid t 1 )   t

(21)

Con  operador de primeras diferencias, resid t 1 la serie de residuales del modelo de largo plazo rezagada en un período, CCE el coeficiente de corrección de errores que representa el ajuste necesario para corregir el desequilibrio del TCR, coeficiente que al resultar significativo y con un valor entre 0 y 2 evidencia la existencia de una relación de equilibrio estable en el largo plazo13, y  t un proceso estocástico bien comportado14. En lo referente a testear la existencia de una relación de equilibrio de largo plazo entre el TCR y sus fundamentos se considerará el enfoque de cointegración con cambio de régimen. Una vez dada la relación de largo plazo se procederá a calcular la trayectoria de equilibrio del TCR y el desalineamiento correspondiente. Finalmente de estimará el modelo de corrección de errores lo que permitirá analizar el ajuste del TCR hacia su nivel de equilibrio. Éstos aspectos requieren de herramientas estadísticas que son expuestas y justificadas en los siguientes tres acápites.

6.2.

Cointegración con Cambio de Régimen

Para testear la existencia de una relación de equilibrio estable de largo plazo entre el tipo de cambio real y sus fundamentos y, además, verificar si ésta relación involucra un cambio estructural en torno a la adopción de la dolarización, se considerará el enfoque de cointegración con cambio de régimen desarrollado por Gregory y Hansen (1996) – GH –.

12

Nótese que el modelo econométrico guarda estrecha relación con el modelo teórico. Claro está que el uso de variables aproximadas en la estimación reducirá dicha relación, pero no en forma sustancial. 13

Si el valor del CCE está entre 0 y 1 el TCR converge en forma asintótica hacia su nivel de equilibrio. Si está entre 1 y 2 lo hace en forma oscilante. 14

Se considera también el método de Banerjee – Pesaran, que estima en una sola ecuación los parámetros de corto y largo plazo. Sin embargo, como se reportará mas adelante, los resultados no son satisfactorios.

21

Como ya se anotó, Engle y Granger plantean el test de cointegración basado en el análisis de raíz unitaria de los residuos de la ecuación de largo plazo, haciendo uso del test de Dickey y Fuller aumentado – ADF – entre otros. La hipótesis nula del test de EG implica no cointegración versus la hipótesis alterna de cointegración. Para constatar la hipótesis de cointegración los valores del test de raíz unitaria se comparan con valores críticos más exigentes dado que el residuo de la ecuación de largo plazo se obtiene a partir de una estimación y no de la relación verdadera 15. La particularidad del método de EG es que asume estabilidad en los parámetros del modelo de largo plazo. Gregory y Hansen advierten que el

método de EG no considera la presencia de cambio

estructural en la relación de cointegración y que su no internalización puede llevar a no rechazar la hipótesis nula, ya que asume parámetros constantes, cuando en verdad existe una relación de equilibrio en el largo plazo en la que el cambio de régimen es relevante. Entonces, plantean diferentes modelos de cointegración que involucren el cambio estructural, entre los cuales se considera el “Modelo de Cointegración con Cambio de Régimen” – MCCR – que, para el caso del presente trabajo, se podría representar como:

et  1   2 Dt  Ft  Ft Dt  resid t

(22)

Donde, a diferencia del modelo representado por (19), se incluye el intercepto y variables mudas o dummys ( Dt ) que toman el valor de cero antes del supuesto cambio de régimen y uno a continuación. El test de GH implica la siguiente modificación en las hipótesis: -

Hipótesis Nula.- No hay cointegración

-

Hipótesis Alterna.- Hay cointegración con cambio de régimen.

Las hipótesis se contrastan, al igual que EG, a través del test de raíz unitaria de los residuos del MCCR. Gregory y Hansen determinaron la distribución apropiada de los valores críticos, a través de experimentos de Monte Carlo, los mismos que se encuentran publicados en su trabajo de 1996. Para implementar el método se distinguen dos casos: cuando se conoce el quiebre y cuando se desconoce el posible cambio de régimen. En el segundo caso se procede a establecer el MCCR con variables dummys que toman el valor de cero antes del presunto quiebre y uno en adelante, lo que se repite para cada punto del tiempo que se requiera analizar. De cada MCCR se extrae el residuo y se procede a testear la raíz unitaria. El valor mínimo calculado del test de raíz unitaria indica que el cambio de régimen se dio en ese período. Los autores resaltan el hecho de que 15

Estos valores fueron calculados por Mackinnon en el año 1990.

22

modelos en que no se rechaza la hipótesis nula de no cointegración en la línea de EG y que luego rechazan la hipótesis nula de GH presentan una clara evidencia de cambio estructural en la relación de equilibrio de largo plazo. Para el presente trabajo se procederá a implementar el método de GH para cambio conocido y luego para quiebre desconocido.

6.3.

Cálculo del Tipo de Cambio Real de Equilibrio y el Desalineamiento

El tipo de cambio real de equilibrio es una variable no observable. Para su aproximación empírica se han desarrollado métodos aceptados en la mayor parte de trabajos. Calderón (2004) propone utilizar los llamados “Modelos de Comportamiento del Tipo de Cambio Real” que implican la estimación en forma reducida el tipo de cambio real efectivo para un período determinado en función de variables económicas de largo plazo (fundamentales). Del ajuste de la relación de largo plazo se aproxima la senda de equilibrio del TCR, desprendiéndose dos tipos de sendas: una Natural o Estática, calculada con los valores corrientes de las series explicativas; y otra de Tendencia o Fundamental, determinada con el componente permanente de las series fundamentales. En el trabajo se aplicará el enfoque de tendencia del TCR de equilibrio, utilizando el filtro de Hodrick y Prescott sobre las series explicativas del modelo de cointegración. Lo que permitirá realizar un análisis de la trayectoria de equilibrio del tipo de cambio real y calcular el desalineamiento correspondiente. Además será posible establecer una comparación con los resultados obtenidos por Segovia (2003) quién utiliza un enfoque similar.

6.4.

Análisis del Ajuste del TCR

Para analizar el ajuste del TCR se estimará el modelo de corrección de errores que se representó con la ecuación (21). Ésta estimación entregará evidencia sobre la dinámica del tipo de cambio real, especialmente en lo referente al coeficiente de corrección de errores (CCE) que representa la velocidad de ajuste necesario para llevar al TCR hacia su senda de equilibrio de largo plazo. Coeficiente que teóricamente debería afectarse con el régimen de la dolarización según se concluyó en el punto 3. Para analizar dicho efecto se procederá a realizar la estimación recursiva del CCE para tener una aproximación de su evolución en el tiempo16. Además, se incluirá una estimación tipo rolling del CCE que consiste en establecer un rango de muestra, que se la llama 16

Estimación que es calculada por E-views.

23

ventana, sobre la cual se realiza la estimación del modelo de corrección de errores y sucesivamente se va corriendo la ventana en forma de que se incluya un año o trimestre nuevo y salga el más antiguo. De estas estimaciones se va graficando la evolución del CCE. Adicionalmente se explorará si la velocidad de ajuste es la misma ante desalineamientos positivos que ante desalineamientos negativos. Se espera que ante desajustes positivos del TCR la velocidad de ajuste sea mayor que ante desajustes negativos, dada una mayor rigidez a la baja de los precios internos. Para concluir al respecto se extiende el modelo de corrección de errores de la siguiente manera:

et   0    i Ft i  CCEP(residpost 1 )  CCEN (residneg t 1 )   t

(23)

Donde de distinguen dos CCE: uno, de los residuos positivos (CCEP) y el otro, de los residuos negativos (CCEN). La serie de residuos positivos, residpost 1 , toma el valor de los residuos positivos de la relación de largo plazo y cero en otro caso. Así también, incluyendo los residuos negativos, se construye la serie residneg t 1 . Los resultados de ésta estimación permitirá, además, analizar el efecto de la dolarización sobre los dos tipos de ajuste.

7.

7.1.

RESULTADOS

Datos

Se trabaja con dos frecuencias: una trimestral que comprende el período 1993:1 – 2004:1 y una anual desde 1980 a 2004. Los períodos de análisis responden básicamente a la disponibilidad de datos. Las series se obtuvieron del Fondo Monetario Internacional (FMI) y se complementaron y revisaron con datos del Banco Central del Ecuador (BCE). Se optó por no desestacionalizar las series en frecuencia trimestral ya que, según Golinelli y Orsi (1998) refiriéndose a un manuscrito de Ghysels y Perron, los métodos desarrollados para limpiar la estacionalidad pueden disfrazar la inestabilidad de las series, restando información importante al medir cambios estructurales. Los resultados obtenidos con datos trimestrales serán complementados con los obtenidos con series anuales.

24

7.2.

Estimación del Modelo de Largo Plazo

El modelo de cointegración, fundamentado en el resultado del modelo teórico (ecuación (18)) y que fue linealizado obteniendo la ecuación (20), es el siguiente:

log( TCRt )   0  1

CCN CGN  2   3 log( TI t )   4 Aper   5 @ Trend  resid t PIBN t PIBN t

(24)

Las variables incluidas se definen a continuación:

-

Tipo de Cambio Real (TCR).- Índice de Tipo de Cambio Real con base en el año 2000 tomado del FMI. Se calcula el recíproco de la serie publicada de tal forma que una apreciación significa una disminución y una depreciación un aumento en el TCR.

-

Cuenta Corriente como porcentaje del PIB (CCN/PIBN).- Saldo de la cuenta corriente como porcentaje del producto interno bruto en términos corrientes. La variable PIB en términos corrientes no se encontró disponible, de primera fuente, en frecuencia trimestral para el período 2002:2 – 2004:1, por lo que se procedió a trimestralizar la serie siguiendo el método de Chow y Lin (Torche, 1998).

-

Consumo Total del Gobierno como porcentaje del PIB (CGN/PIBN).- Consumo del gobierno general divido para el producto interno bruto en términos corrientes. La variable Consumo del Gobierno fue trimestralizada para el período 2002:2 – 2004:1 por falta de datos en frecuencia trimestral. Con ésta variable se incluye el efecto tanto del gasto del gobierno total como del gasto exclusivo en bienes no transables. Esto se podría justificar dado que una proporción mayor del gasto gubernamental corresponde a salarios públicos. Elbadawi y Soto (1996) sustentan ésta manera de proceder en el efecto marginal encontrado en una serie de trabajos.

-

Términos de Intercambio (TI).- Índice de términos de intercambio con base 2000 tomado del BCE.

25

-

Variable de Apertura (Aper).- La dificultad de obtener series confiables de aranceles motiva usar una variable de apertura comercial como proxy17. Calculada como el cuociente entre las exportaciones de bienes más las importaciones de bienes y el PIB, medidos en términos corrientes,

la apertura comercial captura no solo la política comercial sino

factores importantes como cuotas, cambios en controles y procesos de liberalización comercial. Nótese que la relación entre la apertura comercial y el tipo de cambio real es directa. Una mayor apertura puede traducirse de un menor nivel de impuestos netos de importación que incrementa el TCR.

-

Variable de Tendencia (@Trend).- Utilizada como proxy del crecimiento de la productividad del sector transable en relación al sector no transable18. Ésta variable recogería tal efecto haciéndose cargo de que el sector transable crece en productividad más rápido que el sector no transable, característica que, según Larraín y Sachs (2002), la tienen una gran cantidad de países. En el Ecuador el sector no transable consta de servicios públicos que experimentan un menor crecimiento de la productividad en relación al sector industrial. Arteta (2000) concluye que durante la década de los noventa el sector manufacturero y petrolero exhiben una mejora en el crecimiento de la productividad, en contraste con el sector servicios que muestra pequeñas mejoras e incluso deterioros en algunos períodos.

Definidas las variables, se procede a determinar el orden de integración de las mismas. Para esto se realiza el test ADF de raíz unitaria, obteniendo los siguientes resultados tanto para las series en frecuencia trimestral como anual:

17

Fue posible obtener series anuales y trimestrales de Ingresos Tributarios Totales por Importación. Al incluir ésta variable, en los respectivos modelos, resultó no significativa; lo que puede atribuirse al hecho de que son series crecientes en el tiempo. Sin embargo, los signos esperados del resto de variables explicativas no cambian. 18

Se pudo construir un diferencial de crecimiento entre el Ecuador y Estados Unidos (su principal socio comercial), en frecuencia anual, para aproximar el efecto, pero no resultó significativo. En frecuencia trimestral no se pudo hacer lo mismo por falta de datos.

26

Cuadro 1. Características del Test ADF, Resultados y Orden de Integración de las Series Trimestrales (Período 1993:1 - 2004:1) VARIABLE Log(TCR) CCN/PIBN CGN/PIBN Log(TI) APER

Hecho en

Incluye19

Rezagos20

ADF TEST

Niveles 1ª Dif. Niveles 1ª Dif. Niveles 1ª Dif. Niveles 1ª Dif. Niveles 1ª Dif.

N N N N N N CT N C N

1 0 0 0 0 0 5 4 0 0

-0.2007 -4.0453 -2.2127 -6.3925 0.2937 -7.3193 -1.8563 -5.3342 -1.9368 -7.3632

Valor Crítico AL 5% -1.9487 -1.9487 -1.9485 -1.9487 -1.9485 -1.9487 -3.5298 -1.9496 -2.9297 -1.9487

Prob. 0.6081 0.0002 0.0274 0.0000 0.7664 0.0000 0.6577 0.0000 0.3130 0.0000

ORDEN I(1) I(0) I(1) I(1) I(1)

Cuadro2. Características del Test ADF, Resultados y Orden de Integración de las Series Anuales (Período 1980 - 2004) VARIABLE Log(TCR) CCN/PIBN CGN/PIBN Log(TI) APER

0.5327 -3.9061 -3.6251

Valor Crítico AL 5% -1.9557 -1.9564 -2.9919

0.8238 0.0004 0.0129

-1.7474 -4.3431 -2.1988 -3.0334 -4.1802

-1.9557 -1.9564 -2.9919 -1.9572 -3.6032

0.0765 0.0001 0.2117 0.0042 0.0152

Hecho en

Incluye

Rezagos

ADF TEST

Niveles 1ª Dif. Niveles 1ª Dif. Niveles 1ª Dif. Niveles 1ª Dif. Niveles 1ª Dif.

N N C

0 0 0

N N C N CT

0 0 0 1 0

Prob.

ORDEN I(1) I(0) I(1) I(1) I(0)

Las variables resultan ser estacionarias de grado uno I(1) tanto en frecuencia anual como trimestral, excepto en dos casos. Por un lado, el saldo en cuenta corriente como porcentaje del PIB resulta ser estacionario I(0), en las dos frecuencias, lo que es evidencia para concluir que ésta variable no contiene una raíz unitaria. Un shock que la afecte no perdurará en el tiempo. Por su 19

Con CT: Constante y Tendencia, C: Solo Constante, y N: Ni Constante ni Tendencia.

20

Los rezagos de los tests de raíz unitaria son los de selección automática según el criterio de Shwartz (implementado en E-views).

27

parte, la variable Apertura resulta ser I(0) en la serie anual e I(1) en la serie trimestral lo que pudiera ser atribuido a las muestras utilizadas, o a la falta de rezagos en el test con datos trimestrales. Lo concluyente de los resultados sobre el orden de integración de las variables es que el modelo de cointegración se encuentra balanceado, siendo posible proceder con las respectivas estimaciones.

7.2.1.

Resultados de las Estimaciones del Modelo de Largo Plazo21

Las estimaciones con series trimestrales y anuales, presentadas en los cuadros 3 y 4 respectivamente, muestran un ajuste aceptable. Los coeficientes estimados de las variables resultan con los signos esperados, según el análisis teórico realizado en el punto 2.5. Así mismo, los coeficientes son altamente significativos tanto en forma individual como global.

Cuadro 3. Resultados de la Estimación Trimestral del Modelo de Largo Plazo Dependent Variable: LOG(TCR) Method: Least Squares Sample: 1993:1 2004:1 Included observations: 45 Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C CCN_PIBN CGN_PIBN LOG(TI) APER @TREND

7.094850 1.758224 -1.965132 -0.685487 1.272792 -0.006435

0.564648 0.167085 0.692295 0.132037 0.223033 0.001284

12.56510 10.52295 -2.838574 -5.191627 5.706735 -5.013410

0.0000 0.0000 0.0072 0.0000 0.0000 0.0000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.852132 0.833174 0.062482 0.152254 64.14733 1.007117

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

4.310124 0.152975 -2.584326 -2.343437 44.94959 0.000000

21

Al estimar por el método de Banerjee – Pesaran, las variables fundamentales saldo en cuenta corriente como porcentaje del PIB y gasto del gobierno como porcentaje del PIB resultan ser no significativas. Al excluir las mencionadas variables el modelo empírico se aleja en forma sustancial del enfoque teórico. Por lo tanto, se consideró abandonar éste método.

28

Cuadro 4. Resultados de la Estimación Anual del Modelo de Largo Plazo Dependent Variable: LOG(TCR) Method: Least Squares Sample: 1980 2004 Included observations: 25 Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C CCN_PIBN CGN_PIBN LOG(TI) APER @TREND

10.41699 1.682097 -4.122188 -1.216524 3.112467 -0.052219

0.735302 0.527400 1.199752 0.123767 0.602551 0.006137

14.16695 3.189411 -3.435866 -9.829116 5.165483 -8.509420

0.0000 0.0048 0.0028 0.0000 0.0001 0.0000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regresión Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.939392 0.923442 0.085161 0.137796 29.53726 2.077488

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

4.203144 0.307785 -1.882981 -1.590450 58.89792 0.000000

En términos trimestrales se advierte que una reducción de un punto porcentual en la razón saldo en cuenta corriente sobre PIB provoca una apreciación real del 1.76% promedio en el largo plazo, indicando que el exceso de gasto dirigido al sector no transable aprecia el TCR al presionar los precios. En términos anuales la magnitud del efecto sería la misma. Por su parte, un aumento trimestral del 1% en la razón consumo de gobierno a PIB provoca una apreciación real del 2% y un aumento anual de igual magnitud, reduce el TCR en un 4% en el largo plazo. Este importante efecto indica una propensión a consumir bienes no transables por parte del gobierno mayor que la del sector privado. En el caso de los términos de intercambio, un aumento trimestral del 1% reduce en 0.68% el TCR, y un aumento anual de igual magnitud afecta el TCR apreciándolo en un 1.2%, lo que evidencia un efecto renta superior al efecto sustitución, elasticidad consistente con Segovia (2003) que encuentra que ante un aumento trimestral del 1% en los términos de intercambio el TCR se reduce entre 0.41% y 0.67% en el largo plazo22. En cuanto a la variable apertura, se encuentra una importante relación directa con el TCR. Procesos de apertura, que 22

El trabajo de Segovia (2003) tiene como objetivo fundamental solamente el cálculo del desalineamiento del TCR en torno a su nivel de equilibrio. Contempla un modelo trimestral de cointegración entre el TCR y las siguientes variables: Productividad media del trabajo, Remesas de emigrantes en relación al PIB, Flujo de Capitales (aproximado como la diferencia entre importaciones y exportaciones no petroleras dividida para el PIB, en términos corrientes), Exportaciones Petroleras en relación al PIB, Términos de Intercambio y Variable de Apertura (aproximada como el cuociente entre exportaciones mas importaciones y PIB mas importaciones). De la relación de largo plazo calcula la senda de equilibrio siguiendo un enfoque de tendencia (filtrando las variables independientes). No realiza ningún análisis de quiebre estructural.

29

incluyan arreglos tanto de tipo arancelario como de otra índole comercial, tornan menos atractivos los bienes no transables en relación a los bienes transables, lo que presionaría a la baja el precio de bienes no transables si se considera algún grado de sustitución, con la consecuente depreciación del TCR. Segovia (2003), aunque define de diferente manera la variable apertura, encuentra un signo positivo del efecto y explica que una mayor apertura requeriría de un TCR mas depreciado en el largo plazo para sostener los diferenciales de competitividad con el resto del mundo. Por último, la variable de tendencia que representa un crecimiento de la productividad del sector transable mayor al del sector no transable, resulta con el signo esperado. Lo fundamental del modelo de largo plazo es testear la cointegración existente, es decir si es procedente considerarlo o no como una relación de equilibrio estable de largo plazo. Para ello, en éste punto, se procede a realizar el test de cointegración de Engle y Granger (EG) basado, como se anotó, en el test de raíz unitaria de los residuos muestrales. Tanto para los residuos de la estimación trimestral como anual, los resultados se presentan en los cuadros 5 y 6 respectivamente. Cuadro 5. Test ADF de los Residuos de la Estimación Trimestral del Modelo de Largo Plazo Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level

t-Statistic

Prob.*

-3.670477 -2.618579 -1.948495 -1.612135

0.0005

Cuadro 6. Test ADF de los Residuos de la Estimación Anual del Modelo de Largo Plazo Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level

t-Statistic

Prob.*

-5.011498 -2.664853 -1.955681 -1.608793

0.0000

El valor crítico de Mackinnon al 5% de significancia es de -4.83823. Es posible concluir que la hipótesis nula de no cointegración del test de EG es rechazada en el caso del modelo en 23

Disponible para 35 observaciones.

30

frecuencia anual y no rechazada en el caso del modelo en frecuencia trimestral. Siendo considerable solamente la relación en términos anuales como una de equilibrio. Sin embargo, como se discutió en el punto 4.2, el test de EG no considera cambios en los parámetros de la relación de equilibrio a lo largo del tiempo, por lo que se implementa el test de cointegración con cambio de régimen desarrollado por Gregory y Hansen (GH) presentado en el siguiente punto.

7.3.

Test de Cointegración con Cambio de Régimen

Para implementar el test de GH se procede a modificar el modelo de largo plazo, discutido en el punto anterior, según el modelo de cointegración con cambio de régimen (MCCR) representado por la ecuación (22). Como se anotó, la hipótesis nula del test de GH es que no existe cointegración versus la alterna que existe cointegración con cambió de régimen. En primer lugar se procede a realizar dicho test asumiendo un cambio conocido. Para lo que se considera el primer trimestre del año 2000, en el caso del modelo en frecuencia trimestral, y el año 2000 en el caso del modelo en frecuencia anual. Períodos que corresponden a la adopción del régimen de dolarización. Los cuadros 7 y 8 indican los resultados del test de raíz unitaria sobre los residuos del MCCR, que involucra cambio conocido, en las dos frecuencias. Cuadro 7. Test ADF de los Residuos de la Estimación Trimestral del Modelo con Cambio de Régimen Conocido: trimestre 2000:1 Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level

t-Statistic

Prob.*

-5.778145 -2.618579 -1.948495 -1.612135

0.0000

Cuadro 8. Test ADF de los Residuos de la Estimación Anual del Modelo con Cambio de Régimen Conocido: año 2000 Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level

-6.581479 -2.664853 -1.955681 -1.608793

0.0000

El valor crítico aproximado por Gregory y Hansen al 5% de significancia es de -6.41. Si bien los valores calculados del test ADF sobre los residuos mejoran a favor de la cointegración del 31

modelo de largo plazo, que puede evidenciar la posibilidad de cambio de régimen a partir del año 2000, se considera que éste resultado es significante sólo para el modelo en frecuencia anual. Con estos antecedentes se procede a explorar la cointegración sin involucrar un cambió conocido. Para esto se implementa el test de GH con cambio desconocido lo que permite investigar el período de tiempo específico en que se presenta el presunto cambio de régimen en la relación de cointegración. El grafico 1 corresponde a los valores calculados del test ADF de raíz unitaria de los residuos de los diferentes MCCR para las estimaciones trimestrales. Lo propio se presenta en el gráfico 2 para las estimaciones anuales.

Gráfico 1. Valores del Test ADF de los Residuos de las Estimaciones Trimestrales de los Modelos con Cambio de Régimen Desconocido 0 -1 -2 -3 -4 -5 -6

-8

94 - 3 94 - 4 95 - 1 95 - 2 95 - 3 95 - 4 96 - 1 96 - 2 96 - 3 96 - 4 97 - 1 97 - 2 97 - 3 97 - 4 98 - 1 98 - 2 98 - 3 98 - 4 99 - 1 99 - 2 99 - 3 99 - 4 00 - 1 00 - 2 00 - 3 00 - 4 01 - 1 01 - 2 01 - 3 01 - 4 02 - 1 02 - 2 02 - 3 02 - 4

-7

32

Gráfico 2. Valores del Test ADF de los Residuos de las Estimaciones Anuales de los Modelos con Cambio de Régimen Desconocido 0 -1 -2 -3 -4 -5 -6

2000

1999

1998

1997

1996

1995

1994

1993

1992

1991

1990

1989

1988

1987

1986

-8

1985

-7

Considerando los resultados en frecuencia trimestral expuestos en el gráfico 1, se rechaza la hipótesis nula de GH aceptando, de ésta forma, la existencia de una relación de cointegración con cambio de régimen que ocurre entre el segundo y el cuarto trimestre del año 1999. Los resultados en frecuencia anual son consistentes con lo encontrado, puesto que el valor mínimo del test ADF de los diferentes MCCR resulta ser el correspondiente al que incorpora cambio de régimen en el año 1999. Por lo tanto, la relación de largo plazo entre el TCR y sus fundamentos puede ser considerada como una relación de equilibrio que involucra un cambio de régimen en el año 1999, período inmediatamente anterior a la adopción formal de la dolarización. Con lo que se evidencia que éste cambio de régimen involucra los fenómenos económicos que desembocaron en la dolarización, más que la adopción del nuevo sistema como tal. Niveles altos de emisión monetaria, tras la crisis financiera de 1998, que generó una devaluación nominal del tipo de cambio tal que tornó insostenible mantener el sistema de bandas cambiarias, obligando a flexibilizar el tipo nominal durante el año 1999. La fuerte recesión económica en términos de producto y empleo, la decisión desesperada de congelar los depósitos por un año a partir de marzo de 1999, tratando de frenar la persistente devaluación nominal, causando una mayor pérdida de credibilidad de los agentes

33

económicos; son hechos que condujeron a adoptar el sistema de dolarización y que habrían repercutido en el cambio de régimen de la relación de equilibrio del TCR, en la medida en que se afecta el nivel de gasto agregado y las expectativas de los agentes24.

7.4.

El Tipo de Cambio Real de Equilibrio y del Desalineamiento

Aplicando el enfoque de tendencia, discutido en el punto 4.3., se procede a calcular la trayectoria de equilibrio del TCR. El grafico 3 incluye el TCR observado y el TCR de equilibrio aproximado, en frecuencia trimestral. Gráfico 3. Tipo de Cambio Real Observado y Tipo de Cambio Real de Equilibrio. Frecuencia Trimestral (Período 1993:1 – 2004:1) 140 130 120 110 100 90 80 70 60

TCR

04 - 1

03 - 1

02 - 1

01 - 1

00 - 1

99 - 1

98 - 1

97 - 1

96 - 1

95 - 1

94 - 1

93 - 1

50

TCRE

Con esto es posible calcular el desalineamiento del TCR, definido como la diferencia porcentual entre su valor actual y su correspondiente nivel de equilibrio. El desalineamiento trimestral y anual se presenta en el Anexo 1. Los resultados son similares a los reportados por Segovia (2003). Entre 1993 y 1996 el TCR se encuentra alineado con su senda de equilibrio. Durante ésta

24

El efecto negativo del gasto sobre el TCR se atenúa con niveles más altos de desempleo. Una reducción en el gasto impacta los precios relativos en mayor medida debido a la menor rigidez ante niveles altos de desempleo.

34

época el Banco Central manejó un sistema de flotación controlada y luego de bandas cambiarias que permitieron el ajuste del TCR. A partir de entonces el sistema de bandas empieza a deteriorarse originándose una sobrevaluación (TCR observado más apreciado que su nivel de equilibrio) llegando al 16% durante el año 1998. En el año 1999 se presenta una subvaluación (TCR observado más depreciado que su nivel de equilibrio) llegando al 40% en el último trimestre y al 53% en el primer trimestre de 2000. Éste overshooting del TCR se da tras la devaluación nominal de cerca del 300% entre inicios de 1999 e inicios de 2000. Luego, el TCR presenta una tendencia de apreciación explicada fundamentalmente por la dolarización, que resulta un ancla nominal, y la convergencia de la inflación a niveles internacionales. Se encuentra una sobrevaloración del 12% durante el cuarto trimestre de 200225. A partir de entonces se evidencia una reducción de la sobrevaloración, revirtiéndose la tendencia de apreciación. Es así como se presenta una subvaluación del 3% para el año 2004.

7.5.

El Ajuste del TCR

Los resultados obtenidos en el punto anterior entregan cierta evidencia sobre la dinámica del TCR en lo referente al ajuste ante un desalineamiento que lo aleje de su senda de equilibrio. En este punto se profundiza el análisis de dicha dinámica y se investiga el efecto de la dolarización. Para ésto se estima el modelo de corrección de errores, se analiza el CCE, y se exploran los ajustes asimétricos.

7.5.1. Estimación del Modelo de Corrección de Errores El modelo de corrección de errores, que fue representado en términos generales por la ecuación (21), es el siguiente:

 CCN   CGN  d log( TCRt )   0  1d    2d    3 d log( TI t )   4 d ( Aper )  CCE (resid t 1 )   t (25)  PIBN t   PIBN t  Donde, en comparación con la relación de largo plazo, se considera las variables en diferencias, se introduce el residuo del modelo de largo plazo rezagado en un período y se excluye la variable de tendencia26. Las estimaciones con series trimestrales y anuales, presentadas en los cuadros 9 y

25

Segovia (2003) reporta un valor de 12.8%.

26

Se intentó introducir el tipo de cambio nominal y la cantidad de dinero como determinantes de corto plazo del TCR, sin embargo resultaron no significativas e introducir problemas econométricos considerables.

35

10 respectivamente, muestran un ajuste aceptable para ser modelos en tasas de cambio. La desviación estándar de la regresión se reduce en ambos casos, en relación a los modelos de largo plazo. Cuadro 9. Resultados de la Estimación Trimestral del Modelo de Corrección de Errores Dependent Variable: DLOG(TCR) Method: Least Squares Simple(adjusted): 1993:2 2004:1 Included observations: 44 after adjusting endpoints White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C D(CCN_PIBN) D(CGN_PIBN) DLOG(TI) D(APER) RESIDLP(-1)

-0.008513 1.033253 -3.404725 -0.387529 1.170191 -0.651286

0.006471 0.138560 1.082830 0.136336 0.226888 0.212112

-1.315563 7.457080 -3.144285 -2.842462 5.157566 -3.070485

0.1962 0.0000 0.0032 0.0072 0.0000 0.0039

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.695622 0.655572 0.042841 0.069742 79.40386 1.718091

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

-0.004274 0.072997 -3.336539 -3.093240 17.36895 0.000000

Cuadro 10. Resultados de la Estimación Anual del Modelo de Corrección de Errores Dependent Variable: DLOG(TCR) Method: Least Squares Sample(adjusted): 1981 2004 Included observations: 24 after adjusting endpoints Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C D(CCN_PIBN) D(CGN_PIBN) DLOG(TI) D(APER) RESIDLP(-1)

-0.031523 2.098736 -2.378684 -0.916666 2.662568 -1.299958

0.015386 0.314162 1.426859 0.149729 0.373783 0.253237

-2.048800 6.680420 -1.667077 -6.122159 7.123291 -5.133361

0.0553 0.0000 0.1128 0.0000 0.0000 0.0001

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.863342 0.825382 0.063591 0.072789 35.52442 1.897710

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

0.020415 0.152178 -2.460368 -2.165854 22.74316 0.000000

Según los test econométricos que se detallan en el Anexo 2, la estimación trimestral no presenta autocorrelación pero sí el problema de heterocedasticidad, por lo que se estima con la matriz

36

consistente de White. El test de Cusum cuadrado evidencia cierta inestabilidad conjunta y, en cuanto a la estabilidad individual de los coeficientes, se advierte problemas en la variable apertura. Sin embargo, la estimación en frecuencia anual no presenta problema econométrico alguno. Considerando éstos antecedentes, los coeficientes estimados resultan con los signos esperados y significativos tanto en forma individual como global, a excepción del gasto del gobierno como porcentaje del PIB en frecuencia anual. El coeficiente de corrección de errores (CCE) resulta significativo y con un valor negativo entre 0 y 2, tanto trimestral como anual, lo que refuerza la existencia de una relación de equilibrio estable en el largo plazo. Se observa que alrededor del 0.65 de la diferencia entre el TCR observado y su nivel de equilibrio se corrige cada trimestre. Segovia (2003) encuentra una velocidad de ajuste de 0.57. Lo que indica un ajuste trimestral relativamente rápido hacia el nivel de equilibrio. En cuanto al resultado en frecuencia anual, la velocidad de ajuste es consistente con el resultado trimestral. El hecho de que la velocidad de ajuste resulte mayor a uno indica una convergencia oscilante del TCR hacia su nivel de equilibrio en términos anuales. Dado que el CCE representa el ajuste necesario para corregir los desalineamientos del TCR en torno a su nivel de equilibrio, es posible utilizarlo para investigar el efecto de la dolarización sobre la dinámica del TCR. Tema que se expone a continuación.

7.5.2.

Estimación Recursiva y Rolling del CCE

Para verificar el efecto de la dolarización sobre el ajuste del TCR en torno a su nivel de equilibrio, se procede a realizar estimaciones del CCE que permitan analizar su evolución en el tiempo. Los gráficos 4a y 4b presentan la estimación recursiva del CCE trimestral y anual. A su vez, los gráficos 5a y 5b exponen los resultados de las estimaciones tipo rolling, cuya implementación se explicó en el punto 4.4.

37

Gráfico 4 Estimación Recursiva del CCE. 4a. Frecuencia Trimestral.

4b. Frecuencia Anual

0.8

0.0

0.4

-0.5

0.0 -1.0

-0.4 -1.5

-0.8 -2.0

-1.2 -1.6 96

97

98

99

00

Recursive C(6) Estimates

01

02

03

± 2 S.E.

-2.5 1990

1992

1994

1996

1998

Recursive C(6) Estimates

2000

2002

2004

± 2 S.E.

El gráfico 4a advierte que el CCE trimestral experimenta un quiebre durante el año 1999. Específicamente, el CCE se torna más negativo indicando una mayor velocidad de ajuste del TCR hacia su nivel de equilibrio de largo plazo, a partir del quiebre27. Así mismo se encuentra una mayor estabilidad del CCE luego del quiebre. El presente hallazgo es consistente con la conclusión a la que se llegó en el punto 5.3., en virtud de que la relación de cointegración involucra un cambio de régimen durante 1999. Para los resultados anuales, si bien no se percibe un cambio en el coeficiente de corrección de errores significativo a partir de mencionado año (gráfico 4b), a través del rolling calculado (gráfico 5b) se concluye que el valor es menos oscilante (mas cercano a -1) por lo tanto se refuerza el hallazgo obtenido para los datos trimestrales.

27

No es posible realizar una conclusión similar a partir del gráfico 5a ya que, dada la muestra, no es posible obtener resultados que permitan una comparación con el período pre 1999, aunque se percibe una evolución similar que la estimación recursiva.

38

Gráfico 5. Estimación Rolling del CCE.

5a. Frecuencia Trimestral (Ventana de 25 trimestres). 0.50

0.00

-0.50

-1.00

-1.50

04 - 1

03 - 4

03 - 3

03 - 2

03 - 1

02 - 4

02 - 3

02 - 2

02 - 1

01 - 4

01 - 3

01 - 2

01 - 1

00 - 4

00 - 3

00 - 2

00 - 1

99 - 4

99 - 3

99 - 2

99 - 1

-2.00

5b. Frecuencia Anual (Ventana de 10 años). 1.00 0.50 0.00 -0.50 -1.00 -1.50 -2.00 -2.50

2004

2003

2002

2001

2000

1999

1998

1997

1996

1995

1994

1993

1992

1991

1990

-3.00

Dado que el quiebre se presenta durante el año 1999, la mayor velocidad de ajuste puede considerarse como el resultado de los hechos ocurridos durante tal periodo, previo a la adopción formal de la dolarización. Específicamente, el congelamiento del 45% del M2 durante un año a 39

partir de marzo de 1999, al afectar el nivel de gasto, permite que ante una sobrevaluación del TCR éste tienda a su senda de equilibrio, hecho que se atenúa con niveles altos de desempleo. Por su parte la fuerte devaluación nominal del sucre durante 1999 genera un overshooting en el TCR (ver punto 5.4.) con lo que la mayor velocidad del ajuste del TCR indicaría el reajuste dada el ancla nominal de la dolarización y la convergencia de la inflación a niveles internacionales. Por último, al adoptar la dolarización la nueva moneda (el dólar) queda flotando con el resto de monedas y, considerando su devaluación nominal registrada en los últimos años, ésta podría considerarse como una causa externa de una mayor velocidad de ajuste del TCR hacia su nivel de equilibrio dado un desajuste tipo sobrevaluación. Sin embargo, dado el escaso período de análisis post dolarización, lo obtenido en el presente trabajo no debe considerarse como contrario a las predicciones de que la dolarización causaría prolongados ajustes del TCR hacia su nivel de equilibrio tras un desalineamiento, sino más bien debe considerarse como un resultado de mediano plazo y que es condicional a las características pre dolarización, que no tienen que mantenerse en el largo plazo. A medida que sea posible incluir mayor información, resultaría interesante investigar al respecto. En el siguiente apartado se expone los resultados de considerar ajustes asimétricos en el modelo de cointegración que refuerzan los resultados encontrados y analizados en el presente punto.

7.5.3.

Velocidad de Ajuste Asimétrica

Tal como se representó en la ecuación (23), se modifica el modelo de corrección de errores lo necesario para explorar ajustes asimétricos. El modelo estimado resulta ser:  CCN   CGN  d log( TCRt )   0  1 d    2d    3 d log( TI t )   4 d ( Aper )  CCEP (residpos t 1 )  CCEN (residneg t 1 )   t PIBN t    PIBN t  (26)

Donde, a diferencia del modelo de corrección de errores (25), se incluye en forma separada los residuos positivos y negativos del modelo de largo plazo. Los resultados se exponen en los cuadros 11 y 12 para las dos frecuencias.

40

Cuadro 11. Resultados de la Estimación Trimestral del Modelo de Corrección de Errores Considerando Residuos Asimétricos Dependent Variable: DLOG(TCR) Method: Least Squares Sample(adjusted): 1993:2 2004:1 Included observations: 44 after adjusting endpoints Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C D(CCN_PIBN) D(CGN_PIBN) DLOG(TI) D(APER) RESIDPOS(-1) RESIDNEG(-1)

-0.008303 1.033519 -3.404663 -0.387547 1.170474 -0.658309 -0.644561

0.011386 0.170465 0.927203 0.140619 0.157171 0.361130 0.349944

-0.729225 6.062954 -3.671970 -2.756000 7.447157 -1.822913 -1.841900

0.4705 0.0000 0.0008 0.0090 0.0000 0.0764 0.0735

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.695626 0.646268 0.043415 0.069741 79.40416 1.717978

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

-0.004274 0.072997 -3.291098 -3.007250 14.09350 0.000000

Cuadro 12. Resultados de la Estimación Anual del Modelo de Corrección de Errores Considerando Residuos Asimétricos Dependent Variable: DLOG(TCR) Method: Least Squares Sample(adjusted): 1981 2004 Included observations: 24 after adjusting endpoints Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C D(CCN_PIBN) D(CGN_PIBN) DLOG(TI) D(APER) RESIDPOS(-1) RESIDNEG(-1)

-0.034536 2.122988 -2.248690 -0.917057 2.645191 -1.212198 -1.377837

0.020208 0.338275 1.563239 0.153820 0.390784 0.449717 0.416713

-1.708984 6.275928 -1.438481 -5.961882 6.768931 -2.695469 -3.306441

0.1056 0.0000 0.1685 0.0000 0.0000 0.0153 0.0042

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.863801 0.815730 0.065325 0.072545 35.56475 1.923893

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

0.020415 0.152178 -2.380396 -2.036796 17.96951 0.000002

La conclusión inmediata es que los ajustes son simétricos, puesto que los coeficientes de corrección de errores estimados, tanto en frecuencia trimestral como anual, resultan

41

estadísticamente no distintos ante desajustes positivos y negativos. En los siguientes gráficos se expone la evolución recursiva de la velocidad de ajuste para el caso de desajustes negativos (CCEN), tras la motivación que, como se concluyó en el punto 5.4., a partir de la dolarización y hasta finales de 2003, se ha presentado una sobrevaluación del TCR en torno a su senda de equilibrio. Estos resultados se presentan en el gráfico 6a y 6b.

Gráfico 6. Estimación Recursiva del CCEN. 6a. Frecuencia Trimestral

6b. Frecuencia Anual. 4

1.0

3 0.5

2 1

0.0

0 -0.5

-1 -2

-1.0

-3 -1.5

-4 -5

-2.0 96

97

98

99

00

Recursive C(7) Estimates

01

02

03

± 2 S.E.

1992

1994

1996

1998

Recursive C(6) Estimates

2000

2002

2004

± 2 S.E.

Al analizar los respectivos gráficos se presentan similares hallazgos que los del punto anterior. A partir de 1999, el coeficiente de corrección de errores se torna más negativo indicando una mayor velocidad de ajuste del TCR hacia su nivel de equilibrio de largo plazo.

42

8.

RESUMEN Y CONCLUSIONES

El presente trabajo otorga evidencia sobre el Tipo de Cambio Real de Equilibrio en el Ecuador y la relevancia de la adopción de la dolarización en su dinámica. Del desarrollo del modelo teórico se concluye que es posible considerar como variables fundamentales, determinantes del TCR en el largo plazo, al saldo en cuenta corriente como porcentaje del PIB, el gasto del gobierno como porcentaje del PIB, los términos de intercambio, política comercial y diferencial de productividad sectorial. Por su parte, el efecto de la dolarización sobre el TCR se da en torno a su dinámica de equilibrio. La implementación del sistema rígido de dolarización implica que los desajustes del TCR, en relación con su nivel de equilibrio de largo plazo, se tornen prolongados de corregir tras el abandono del manejo del tipo de cambio nominal, ocasionando desequilibrios macroeconómicos importantes. Con éstos antecedentes teóricos se procede a la implementación econométrica para lo cual se considera un enfoque de cointegración y corrección de errores. Se aplica fundamentalmente el método propuesto por Engle y Granger y se intenta, aunque sin éxito, implementar el método de Banerjee y Pesaran. El modelo econométrico de largo plazo incluye como variables explicativas a las obtenidas del modelo teórico, utilizando como proxy de la política comercial una variable de apertura, e incluyendo una tendencia que se hace cargo del hecho que el sector transable crece en productividad más rápido que el sector no transable. Como proxy de la política comercial se probó incluir los Ingresos Tributarios Totales por Importación, y se construyeron series de diferencial de crecimiento entre Ecuador y Estados Unidos para aproximar el crecimiento relativo de productividad sectorial, pero resultaron no significativas estadísticamente. Se trabaja con una frecuencia trimestral que comprende el período 1993:1 – 2004:1 y con una frecuencia anual entre 1980 y 2004. Los resultados de las estimaciones del modelo de largo plazo resultan significativas y con los efectos esperados. Lo relevante del modelo de largo plazo es probar su cointegración, es decir si la relación de largo plazo puede ser considerada como una de equilibrio. Para testear la existencia de una relación de equilibrio estable de largo plazo entre el tipo de cambio real y sus fundamentos y, además, verificar si ésta relación involucra un cambio estructural en torno a la adopción de la dolarización, se considera el enfoque de cointegración con cambio de régimen desarrollado por Gregory y Hansen (1996) – GH –, el mismo que tiene como hipótesis nula la no existencia de cointegración y como alterna la existencia de cointegración con cambio de régimen. Implementado el test, se rechaza la hipótesis nula de GH, y se encuentra que la relación de largo plazo entre el TCR y sus fundamentos puede

43

ser considerada como una relación de equilibrio que involucra un cambio de régimen en el año 1999. Con lo que se concluye que, en el caso ecuatoriano, la relación de equilibrio del TCR sufre un cambio de régimen en el período previo a la dolarización. Por lo tanto, a este cambio de régimen contribuyen más los fenómenos económicos que condujeron a la adopción de la dolarización que la implementación del nuevo régimen como tal. Con estos antecedentes se procede a calcular la tendencia de equilibrio del TCR y el desalineamiento correspondiente. En el año 1999 se presenta una subvaluación llegando a niveles del 40% en el último trimestre y a 53% en el primer trimestre de 2000, overshooting del TCR tras la devaluación nominal de cerca del 300% entre inicios de 1999 e inicios de 2000. Posteriormente, adoptado el régimen de dolarización, el TCR presenta una tendencia de apreciación reflejada en una sobrevaloración del 12% durante el cuarto trimestre de 2002, resultados consistentes con los reportados en Segovia (2003). A partir de entonces se evidencia una reducción de la sobrevaloración, revirtiéndose la tendencia de apreciación. Se presenta una subvaluación del 3% para el año 2004. Éstos resultados entregan cierta evidencia sobre el ajuste del TCR en relación a su nivel de equilibrio de largo plazo, aspecto que requiere de un mayor análisis para medir las implicancias de la dolarización. Para ello se estima el modelo de corrección de errores que entrega evidencia sobre el coeficiente de corrección de errores (CCE) que representa la velocidad de ajuste necesaria para llevar al TCR hacia su senda de equilibrio de largo plazo. Coeficiente que teóricamente debería afectarse con el régimen de la dolarización. Las estimaciones del modelo resultan significativas y, aunque se presentan problemas de heterocedasticidad e inestabilidad en la estimación trimestral, la estimación anual no presenta problema alguno. Lo relevante de estas estimaciones es que se encuentra una velocidad de ajuste del orden de 0.65 en términos trimestrales, lo que indica un ajuste relativamente rápido hacia el nivel de equilibrio. Se explora si esta velocidad de ajuste difiere ante desajustes negativos y positivos, concluyendo que los ajustes son simétricos. Finalmente, a través de estimaciones recursivas y de tipo rolling, se concluye que el CCE experimenta un quiebre durante el año 1999. Específicamente, el CCE se torna más negativo indicando una mayor velocidad de ajuste del TCR hacia su nivel de equilibrio de largo plazo, a partir del quiebre, lo que puede considerarse como el resultado de hechos acaecidos durante 1999. Tal es el caso del congelamiento por un año del 45% del M2 a partir de marzo de 1999, con lo que se afecta el nivel de gasto, permitiendo que ante una sobrevaluación del TCR éste tienda a su senda de equilibrio; por otro lado la fuerte devaluación nominal del sucre durante 1999 generó

44

un overshooting en el TCR, anotado más arriba, con lo que la mayor velocidad del ajuste del TCR indicaría el reajuste lógico dada el ancla nominal de la dolarización y la convergencia de la inflación a niveles internacionales; por último la devaluación nominal del dólar, registrada en los últimos años, podría considerarse como una causa externa de una mayor velocidad de ajuste del TCR hacia su nivel de equilibrio dado un desajuste tipo sobrevaluación. Debido al escaso período de análisis post dolarización, lo obtenido en el presente trabajo no debe considerarse como contrario a las predicciones de que la dolarización causaría prolongados ajustes del TCR hacia su nivel de equilibrio tras un desalineamiento, al prescindir de la política cambiaria, sino más bien debe considerarse como un resultado de mediano plazo y que es condicional a las características pre dolarización, que no se mantendrían en el largo plazo. Quedando planteado investigar lo expuesto a medida que sea posible incluir mas información, que permita no solo ampliar el período de tiempo post dolarización en el análisis, sino incluir otras variables como proxy y otros métodos de estimación.

45

9.

BIBLIOGRAFÍA

-

Arellano, S. y F. Larraín, (1996). “Tipo de Cambio Real y Gasto Público: Un modelo econométrico para Chile”, Cuadernos de Economía Nº 98, Pontificia Universidad Católica de Chile, Págs. 47 – 75. Abril.

-

Arteta, G., (2000). “Crecimiento de la Productividad Total de Factores: Su ausencia explica el estancamiento”. Tendencias Primer Semestre 2000, CORDES – UNEDE, Págs. 95 – 115.

-

Ayala R., (2000a). “Causas Consecuencias y Perspectivas de la Dolarización de la Economía Ecuatoriana”. Documento de Trabajo 00/02, Fondo Latinoamericano de Reservas. Enero.

-

Ayala R., (2000b). “El papel del Fondo Latinoamericano de Reservas frente a la dolarización de la economía ecuatoriana”. Boletín, Fondo Latinoamericano de Reservas. Septiembre.

-

Calderón, C., (2004). “Un Análisis del Comportamiento del Tipo de Cambio Real en Chile”. Documentos de Trabajo Banco Central de Chile, Nº 266, Junio.

-

Calvo, G., (1999a). “On Dollarization”. University of Maryland. Abril. (Tomado de la página web del autor).

-

Calvo, G., (1999b). “Testimony on Full Dollarization”. University of Maryland. Abril. (Tomado de la página web del autor).

-

Dornbusch, R., (1976). “Expectations and Exchange Rate Dynamics”. Journal of Political Economy. Diciembre.

46

-

Edwards, S. (1989). “Real Exchange Rates, Devaluation and Adjustment Behavior”. Exchange Rate Policy in Developing Countries. MIT Press.

-

Edwards, S. (1996). “Real and Monetary Determinants of Real Exchange Rate Behavior: Theory and Evidence from Developing Countries”. En Estimating Equilibrium Exchange Rates, J. Williamson (ed.). Institute for Internacional Economics. Washington, D.C.

-

Elbadawi, I. (1996). “Estimating Long – Run Equilibrium Real Exchange Rates”. En Estimating Equilibrium Exchange Rates, J. Williamson (ed.). Institute for Internacional Economics. Washington, D.C.

-

Elbadawi, I. y R. Soto, (1996). “Real Exchange Rates and Macroeconomic Adjustment in Sub – Sahara Africa and Other Developing Countries”. Documento de Investigación 93, ILADES / Georgetwon University. Abril.

-

Engle, R. y C. Granger, (1987). “Cointegration and Error Correction: Representations, Estimation and Testing”. Econometrica 55, Págs. 252 – 276.

-

Fontaine, J.A. y R. Vergara, (2000). “¿Debe Chile Dolarizar?”. Cuadernos de Economía Nº 110, Pontificia Universidad Católica de Chile, Págs. 227 – 240. Abril.

-

Golinelli R. y R. Orsi, (1998). “Testing for structural change in cointegrated relationships. Analysis of price – wages models for Poland and Hungary”. Departamento de Economía, Universidad de Bologna, Italia. Octubre.

-

Gregory A.W. y B.E. Hansen, (1996). “Residual – based tests for cointegration in models with regime shifts”. Journal of Economtrics 70, Págs. 99 -126.

-

Lagos, L.F., (1992). “Política Cambiaria, Tipo de Cambio Real de Equilibrio e Inflación”. Documento de Trabajo Nº 151, Pontificia Universidad Católica de Chile, Noviembre.

47

-

Larraín, F. y J. Sachs, (2002). “Macroeconomía en la Economía Global”. 2ª Edición, Pearson Education. Cap. 18.

-

Maddala, G.S. e I. Kim, (1998). “Unit Roots, Cointegration, and Structural Change”. Cambridge University Press. Cap. 13.

-

Nurkse, R., (1945). “Conditions of International Monetary Equilibrium”. Essays in International Finance Nº 4.

-

Segovia, S., (2003). “Tipo de Cambio Real de Equilibrio: Un Análisis del Caso Ecuatoriano”. Nota técnica Nº 71, Dirección de Investigaciones Económicas del Banco Central del Ecuador, Junio.

-

Torche, A., (1998). “Contabilidad Nacional, Números Índices, Desestacionalización y Trimestralización”. Trabajo Docente Nº 63, Pontificia Universidad Católica de Chile. Diciembre.

48

APÉNDICES APÉNDICE 1. Resolución de la Condición de Equilibrio (13c) para e x y em Es posible escribir (13c) como:  (ex , em )(1  cc  g )  g   (ex , em , L )  0 . Donde la parte de la izquierda resulta una función de ex , em , cc, g ,  y  L que puede ser denominada como

F (ex , em , cc, g ,  , L ) . Derivando ésta función para e x se obtiene:  (e x , em )  (e x , em , L ) (1  cc  g )  0 e x e x Que resulta ser mayor a cero ya que

   0, (1  cc  g )  0,  0 . Con lo que, por el ex ex

Teorema de la Función Implícita28, e x puede ser expresada en función de:

ex  f em , cc, g ,  , L  De igual forma, es posible determinar que:

em  g ex , cc, g ,  , L 

APÉNDICE 2. Derivaciones Matemáticas de los Efectos Esperados de los Determinantes de Largo Plazo del TCR. Efecto de la Cuenta Corriente A partir de (13c), y considerando que e es una combinación de e x y em , se tiene:

 (e)(1  cc  g )  g   (e, L ) Desarrollando (13c') para extraer

(13c')

e , se procede: cc

 (e)   (e)cc   (e) g  g   (e, L ) ;  e  e  e  e     cc   (e)   g  ; e cc e cc e cc e cc

 28

e e e  e  cc    g   (e) ; cc cc cc e cc

El teorema de la función implícita implica que sea una ecuación F ( x1 ,....., xi ,....., xk )  0 , si la derivada de la

función con respecto a x i es distinta de cero, es decir Fx i  0 , entonces x i es una función de las demás

x j i , o

lo que es lo mismo: xi  f ( x1 ,................., xk )

49

e     1  cc  g      (e) ; cc  e 

e  cc

 ( e)  1  cc  g  

 e

 ( e)



A    g Y  e

 

Efecto del Gasto del Gobierno en Bienes no Transables Desarrollando (13c') para extraer

e , se procede: 

 e  e  e  e     cc   g g   ; e  e  e  e 



e e  e  1  cc     g    g ;   e 

e     1  cc  g     g ;   e 

e  

g

 1  cc  g  

 e



g    1  cc  g  e



g  A      g  e Y 

Efecto del Gasto Total del Gobierno El financiamiento de un mayor gasto del gobierno se da vía impuestos. A Y no se afecta

a)

por un incremento del gasto público, con lo que

AY  0 . Con esto, desarrollando 13(c') para g

e , se procede: g  (e)(1  cc  g )  g   (e, L ) ;

extraer

A Y

 (e)(  g )  g   (e, L ) ;  e A  e  e      g   (e)     ; e g Y e g e g



e A e  e   g     (e)   ; g Y g e g

e   A       g      (e)   ; g   Y  e 

50

e    ( e)    ( e)   g  A     1  cc  g      g  e Y  e b)

El financiamiento de un mayor gasto del gobierno se financia con crédito externo.

A Y absorbe totalmente el incremento del gasto público, con lo que desarrollando 13(c') para extraer

AY  1 . Con esto, g

e , se procede: g

 (e)(1  cc  g )  g   (e, L ) ; A Y

 (e)(  g )  g   (e, L ) ;  e A  A Y  e  e     (e)     g   (e)     ; e g Y g e g e g



e A e  e   g     ; g Y g e g

e   A        g      ; g   Y  e 

e     g  A     1  cc  g      g  e Y  e Efecto del Cambio Relativo de la Productividad Media del Trabajo entre el Sector Transable y no Transable Desarrollando (13c') para extraer

e , se procede:  L

 e  e  e    1  cc    g    ; e L e L e L L



e e  e   1  cc     g   ; L L e L L

e     ;  1  cc  g     L  e   L

51

 L e    L  1  cc  g    e

  L 0 A      g    e Y 

52

ANEXOS ANEXO 1. Desalineamiento del TCR

Desalineamiento Trimestral del Tipo de Cambio Real. (Período 1998:1 – 2004:1) 53%

40% 31%

18% 14% 8%

6%

-7%

-2% -6%

03 - 1

1%

02 - 1

01 - 1

00 - 1

99 - 1

-8% -9% -10%-10% -11%-12%

-12% -13%-14%

-5%

-3% -7%

Desalineamiento Anual del Tipo de Cambio Real. (Período 1998 – 2004) 27% 15%

-4%

2004

2002

2001

2000

1999

1998

3% 2003

98 - 1

2%

04 - 1

8%

-6% -11%

-16%

53

ANEXO 2. Ajuste, Test Residuales y de Estabilidad de los Modelos de Corrección de Errores Modelo de Corrección de Errores Trimestral. 

Ajuste .3 .2 .1 .0 -.1 -.2

.10

-.3 .05 .00 -.05 -.10 93

94

95

96

97

Residual



98

99 Actual

01

02

03

Fitted

Test ADF de los residuos Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level



00

t-Statistic

Prob.*

-5.609574 -2.619851 -1.948686 -1.612036

0.0000

Test de Normalidad 9 Series: Residuals Sample 1993:2 2004:1 Observations 44

8 7 6

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

5 4 3 2

Jarque-Bera Probability

1 0 -0.05

0.00

-1.26E-18 -0.003707 0.087017 -0.085610 0.040273 0.289787 2.767183 0.715200 0.699353

0.05

54



Test de Autocorrelación Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared



1.233720 5.576870

Probability Probability

0.315021 0.233055

Test de Heterocedasticidad. White Heteroskedasticity Test: Sin términos cruzados F-statistic Obs*R-squared

3.439221 22.45448

Probability Probability

0.003515 0.012950

White Heteroskedasticity Test: Con términos cruzados F-statistic Obs*R-squared



2.116318 28.50855

Probability Probability

0.042799 0.097897

Test Cusum y Cusum cuadrado

20

1.6

15 1.2

10 5

0.8

0 0.4

-5 -10

0.0

-15 -20

-0.4

95

96

97

98

CUSUM

99

00

01

02

5% Significance

03

95

96

97

98

99

CUSUM of Squares

00

01

02

03

5% Significance

55



Coeficientes Recursivos

.02

2.0

.01

1.6

.00

1.2

-.01

0.8

-.02

0.4

-.03

0.0 96

97

98

99

00

01

Recursive C(1) Estimates

02

03

96

± 2 S.E.

3

97

98

99

00

01

Recursive C(2) Estimates

02

03

± 2 S.E.

0.8

2 0.4

1 0

0.0

-1 -2

-0.4

-3 -4

-0.8

-5 -6

-1.2 96

97

98

99

00

01

Recursive C(3) Estimates

02

03

96

± 2 S.E.

98

99

00

01

Recursive C(4) Estimates

2.0

0.8

1.6

0.4

1.2

0.0

0.8

-0.4

0.4

-0.8

0.0

-1.2

-0.4

97

02

03

± 2 S.E.

-1.6 96

97

98

99

00

Recursive C(5) Estimates

01

02

03

± 2 S.E.

96

97

98

99

00

Recursive C(6) Estimates

01

02

03

± 2 S.E.

56

Modelo de Corrección de Errores Anual. 

Ajuste .4 .2 .0 .15 -.2 .10 -.4

.05 .00 -.05 -.10 1985

1990

1995

Residual



2000

Actual

Fitted

Test ADF a los residuos

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level



t-Statistic

Prob.*

-4.572792 -2.669359 -1.956406 -1.608495

0.0001

Test de Normalidad 6 Series: Residuals Sample 1981 2004 Observations 24

5 4

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

3 2 1 0 -0.10



Jarque-Bera Probability -0.05

0.00

0.05

0.10

8.46E-18 -0.014158 0.127501 -0.080158 0.056256 0.496985 2.415586 1.329518 0.514398

0.15

Test de Autocorrelación Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared

0.051699 0.154102

Probability Probability

0.949772 0.925843

57



Test de Heterocedasticidad White Heteroskedasticity Test: Sin términos cruzados F-statistic Obs*R-squared

1.410088 12.48746

Probability Probability

0.276180 0.253756

White Heteroskedasticity Test: Con términos cruzados F-statistic Obs*R-squared



1.578128 21.91682

Probability Probability

0.398060 0.345041

Test Cusum y Cusum cuadrado

15

1.6

10

1.2

5

0.8 0

0.4 -5

0.0

-10

-0.4

-15 88

90

92

94

CUSUM

96

98

00

5% Significance

02

04

88

90

92

94

96

CUSUM of Squares

98

00

02

04

5% Significance

58



Coeficientes Recursivos .15

5

.10

4

.05 3 .00 2 -.05 1

-.10 -.15 1990

1992

1994

1996

1998

2000

Recursive C(1) Estimates

2002

2004

0 1990

± 2 S.E.

-0.2

12

-0.4

8

-0.6

4

-0.8

0

-1.0

-4

-1.2

-8

-1.4

1992

1994

1996

1998

2000

Recursive C(3) Estimates

2002

1994

1996

1998

2000

Recursive C(2) Estimates

16

-12 1990

1992

2004

-1.6 1990

± 2 S.E.

1992

1994

1996

1998

2004

± 2 S.E.

2000

Recursive C(4) Estimates

6

2002

2002

2004

± 2 S.E.

0.0

5

-0.5

4 -1.0 3 -1.5 2 -2.0

1 0 1990

1992

1994

1996

1998

Recursive C(5) Estimates

2000

2002 ± 2 S.E.

2004

-2.5 1990

1992

1994

1996

1998

Recursive C(6) Estimates

2000

2002

2004

± 2 S.E.

59