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D O C U M E N T O D E T R A B A J O

Instituto de EconomíaTESIS d

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GÍSTER

I N S T I T U T O D E E C O N O M Í A

w w w . e c o n o m i a . p u c . c l

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

Rodrigo Mendieta.

2005

PPOONNTTIIFFIICCIIAA UUNNIIVVEERRSSIIDDAADD CCAATTÓÓLLIICCAA DDEE CCHHIILLEE

FFAACCUULLTTAADD DDEE CCIIEENNCCIIAASS EECCOONNÓÓMMIICCAASS YY AADDMMIINNIISSTTRRAATTIIVVAASS

IINNSSTTIITTUUTTOO DDEE EECCOONNOOMMÍÍAA

SSEEMMIINNAARRIIOO DDEE TTEESSIISS PPAARRAA MMAAGGÍÍSSTTEERR EENN EECCOONNOOMMÍÍAA PPRRIIMMEERR SSEEMMEESSTTRREE 22000055

EELL TTIIPPOO DDEE CCAAMMBBIIOO RREEAALL DDEE EEQQUUIILLIIBBRRIIOO

YY LLAA DDOOLLAARRIIZZAACCIIÓÓNN.. EEVVIIDDEENNCCIIAASS PPAARRAA EELL CCAASSOO EECCUUAATTOORRIIAANNOO

Comisión: Juan E. Coeymans

Felipe Larraín B.

Alumno: Rodrigo Mendieta Muñoz1

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

2

A mis hijos.

3

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 xe y me ………………………….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

4

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

5

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

6

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

7

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.

8

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

9

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).

10

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:

Pn

Pte (1a)

El precio de los bienes transables está compuesto por el precio de los bienes exportables e

importables de la siguiente manera:

1PmPxPt (2)

Donde Px y Pm son los precios domésticos de los bienes exportables e importables

respectivamente. Éstos, a su vez, se expresan como:

*PxEPx , )1(* tmPmEPm (3)

Donde Pm* y Px* son los precios internacionales 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:

Pn

tmPmEPxe

1** ))1(( (1b)

O como:

1** )1(

Pn

tmPmE

Pn

PxEe (1c)

Donde se puede distinguir entre un tipo de cambio real de exportaciones xe y otro de

importaciones me :

Pn

PxEex

* ,

Pn

tmPmEem

)1(* (4)

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

1

mx eee (1d)

4.2. Demanda

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

AgApA (5)

11

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:

ApeeApn mx ),( (6)

Es esperable que 0),( mx ee 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:

AgAgn (7)

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

AgnApnAn (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:

gYgYAeeAn mx ))(,( (9)

4.3. Oferta

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

transables Yn:

YnYtY (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:

YeeSn Lmx ),,( (11)

Se espera que 0, mx ee 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.

12

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 0 L . Con lo que se tiene que

0),,( Lmx ee .

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:

SnAn (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.

13

YeegYgYAee Lmxmx ),,())(,( (13a)

Ahora, considerando la siguiente identidad:

TRCPNFMXATRCPNFY (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:

CCAR (15)

Donde TRCPNFYR representa la renta nacional, y TRCPNFMXCC el

saldo de la cuenta corriente.

Reordenando (15) se tiene que CCRA , con lo que introduciendo en la expresión de

equilibrio interno (13a), se tiene:

YeegYgYCCRee Lmxmx ),,())(,( (13b)

Dividiendo para Y, y asumiendo que: 1YR , tenemos:

),,()1)(,( Lmxmx eeggccee (13c)

Con: YCCcc

Resolviendo (13c), que es una ecuación de equilibrio, para xe y me es posible llegar a las

siguientes formas funcionales4:

Lmx gccefe ,,,, (14a)

Lxm gccege ,,,, (15a)

A continuación, definiendo los términos de intercambio TI como el cuociente entre el precio

internacional de bienes exportables e importables:

*

*

Pm

PxTI (16)

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

importaciones:

)1()1(*

*

tm

TI

tmPmE

PxE

e

e

m

x

(17)

4 La solución se incluye en el Apéndice 1.

14

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

tmTIgcche Lx ,,,,, (14b)

tmTIgccle Lm ,,,,, (15b)

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

tmTIgccFe L ,,,,, (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. Efectos Esperados de los Determinantes de Largo Plazo del TCR5

4.5.1. 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:

0

)(

1

)(

eg

Y

A

e

egcc

e

cc

e

Ya que 0 gY

A, 0)( e , 0

e

y 0 .

4.5.2. 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.

15

0

11

gY

A

e

g

gcce

g

egcc

ge

Dado que 0 gY

A, 0g , 0

e

y 0 .

4.5.3. 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:

gY

A

e

e

gcce

e

g

e

)(

1

)(

Si la propensión a consumir bienes no transables es mayor para el gobierno que para el sector

privado: )(e , entonces 0 ge 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 0 ge , 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.

6 Con lo que 0

g

YA

7 Ya que 0

g

Y

A

e

16

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:

0

1

gY

A

egcc

e

g

e

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 1

g

YA

17

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:

0

1

egY

Aegcc

e LL

L

5. 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)

18

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

19

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

20

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:

ttt residFe (19)

Donde te corresponde al TCR, es el vector de parámetros, tF el vector de variables

fundamentales consistentes con el modelo teórico desarrollado en el punto 2, y tresid 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.

21

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

:

ttttLttt

t residtmTIY

Ag

Y

CCTCR 6543210 )log()log( (20)

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

generales como:

ttitit residCCEFe )( 10 (21)

Con operador de primeras diferencias, 1tresid 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.

22

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 verdadera15

. 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:

tttttt residDFFDe 21 (22)

Donde, a diferencia del modelo representado por (19), se incluye el intercepto y variables mudas

o dummys ( tD ) 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.

23

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.

24

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:

tttitit residnegCCENresidposCCEPFe )()( 110 (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, 1tresidpos , 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 1tresidneg . Los resultados de ésta estimación permitirá, además,

analizar el efecto de la dolarización sobre los dos tipos de ajuste.

7. RESULTADOS

7.1. 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.

25

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:

tttt

t residTrendAperTIPIBN

CGN

PIBN

CCNTCR @)log()log( 543210 (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.

26

- 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.

27

Cuadro 1.

Características del Test ADF, Resultados y Orden de Integración de las Series Trimestrales

(Período 1993:1 - 2004:1)

VARIABLE Hecho en Incluye19

Rezagos20

ADF

TEST

Valor

Crítico

AL 5%

Prob. ORDEN

Log(TCR) Niveles N 1 -0.2007 -1.9487 0.6081

I(1) 1ª Dif. N 0 -4.0453 -1.9487 0.0002

CCN/PIBN Niveles N 0 -2.2127 -1.9485 0.0274

I(0) 1ª Dif. N 0 -6.3925 -1.9487 0.0000

CGN/PIBN Niveles N 0 0.2937 -1.9485 0.7664

I(1) 1ª Dif. N 0 -7.3193 -1.9487 0.0000

Log(TI) Niveles CT 5 -1.8563 -3.5298 0.6577

I(1) 1ª Dif. N 4 -5.3342 -1.9496 0.0000

APER Niveles C 0 -1.9368 -2.9297 0.3130

I(1) 1ª Dif. N 0 -7.3632 -1.9487 0.0000

Cuadro2.

Características del Test ADF, Resultados y Orden de Integración de las Series Anuales

(Período 1980 - 2004)

VARIABLE Hecho en Incluye Rezagos ADF

TEST

Valor

Crítico

AL 5%

Prob. ORDEN

Log(TCR) Niveles N 0 0.5327 -1.9557 0.8238

I(1) 1ª Dif. N 0 -3.9061 -1.9564 0.0004

CCN/PIBN Niveles C 0 -3.6251 -2.9919 0.0129

I(0) 1ª Dif.

CGN/PIBN Niveles N 0 -1.7474 -1.9557 0.0765

I(1) 1ª Dif. N 0 -4.3431 -1.9564 0.0001

Log(TI) Niveles C 0 -2.1988 -2.9919 0.2117

I(1) 1ª Dif. N 1 -3.0334 -1.9572 0.0042

APER Niveles CT 0 -4.1802 -3.6032 0.0152

I(0) 1ª Dif.

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).

28

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 7.094850 0.564648 12.56510 0.0000

CCN_PIBN 1.758224 0.167085 10.52295 0.0000

CGN_PIBN -1.965132 0.692295 -2.838574 0.0072

LOG(TI) -0.685487 0.132037 -5.191627 0.0000

APER 1.272792 0.223033 5.706735 0.0000

@TREND -0.006435 0.001284 -5.013410 0.0000

R-squared 0.852132 Mean dependent var 4.310124

Adjusted R-squared 0.833174 S.D. dependent var 0.152975

S.E. of regression 0.062482 Akaike info criterion -2.584326

Sum squared resid 0.152254 Schwarz criterion -2.343437

Log likelihood 64.14733 F-statistic 44.94959

Durbin-Watson stat 1.007117 Prob(F-statistic) 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.

29

Cuadro 4.

Resultados de la Estimación Anual del Modelo de Largo Plazo

Dependent Variable: LOG(TCR)


Sample: 1980 2004

Included observations: 25


C 10.41699 0.735302 14.16695 0.0000

CCN_PIBN 1.682097 0.527400 3.189411 0.0048

CGN_PIBN -4.122188 1.199752 -3.435866 0.0028

LOG(TI) -1.216524 0.123767 -9.829116 0.0000

APER 3.112467 0.602551 5.165483 0.0001

@TREND -0.052219 0.006137 -8.509420 0.0000



S.E. of regresión 0.085161 Akaike info criterion -1.882981




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.

30

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

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.670477 0.0005

Test critical values: 1% level -2.618579

5% level -1.948495

10% level -1.612135

Cuadro 6.

Test ADF de los Residuos de la Estimación Anual

del Modelo de Largo Plazo

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.

t-Statistic Prob.*



5% level -1.955681

10% level -1.608793

31

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

t-Statistic Prob.*



5% level -1.948495

10% level -1.612135

Cuadro 8.

Test ADF de los Residuos de la Estimación Anual

del Modelo con Cambio de Régimen Conocido: año 2000



5% level -1.955681

10% level -1.608793

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

32

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

-8

-7

-6

-5

-4

-3

-2

-1

0

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

33

Gráfico 2.

Valores del Test ADF de los Residuos de las Estimaciones Anuales

de los Modelos con Cambio de Régimen Desconocido

-8

-7

-6

-5

-4

-3

-2

-1

0

1985

1986

1987

1988

1989

1990

1991

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

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

34

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)

50

60

70

80

90

100

110

120

130

140

93

- 1

94

- 1

95

- 1

96

- 1

97

- 1

98

- 1

99

- 1

00

- 1

01

- 1

02

- 1

03

- 1

04

- 1

TCR 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.

35

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:

ttttt

t residCCEAperdTIdPIBN

CGNd

PIBN

CCNdTCRd

)()()log()log( 143210 (25)

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.

36

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)


Simple(adjusted): 1993:2 2004:1

Included observations: 44 after adjusting endpoints

White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance


C -0.008513 0.006471 -1.315563 0.1962

D(CCN_PIBN) 1.033253 0.138560 7.457080 0.0000

D(CGN_PIBN) -3.404725 1.082830 -3.144285 0.0032

DLOG(TI) -0.387529 0.136336 -2.842462 0.0072

D(APER) 1.170191 0.226888 5.157566 0.0000

RESIDLP(-1) -0.651286 0.212112 -3.070485 0.0039

R-squared 0.695622 Mean dependent var -0.004274






Cuadro 10.

Resultados de la Estimación Anual del Modelo de Corrección de Errores



Sample(adjusted): 1981 2004



C -0.031523 0.015386 -2.048800 0.0553

D(CCN_PIBN) 2.098736 0.314162 6.680420 0.0000

D(CGN_PIBN) -2.378684 1.426859 -1.667077 0.1128

DLOG(TI) -0.916666 0.149729 -6.122159 0.0000

D(APER) 2.662568 0.373783 7.123291 0.0000

RESIDLP(-1) -1.299958 0.253237 -5.133361 0.0001







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

37

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.

38

Gráfico 4

Estimación Recursiva del CCE.

4a. Frecuencia Trimestral. 4b. Frecuencia Anual

-1.6

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

96 97 98 99 00 01 02 03

Recursive C(6) Estimates ± 2 S.E.

-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004


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.

39

Gráfico 5.

Estimación Rolling del CCE.

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

-2.00

-1.50

-1.00

-0.50

0.00

0.509

9 -

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

03

- 1

03

- 2

03

- 3

03

- 4

04

- 1

5b. Frecuencia Anual (Ventana de 10 años).

-3.00

-2.50

-2.00

-1.50

-1.00

-0.50

0.00

0.50

1.00

1990

1991

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

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

40

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:

tttttt

t residnegCCENresidposCCEPAperdTIdPIBN

CGNd

PIBN

CCNdTCRd

)()()()log()log( 1143210

(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.

41

Cuadro 11.

Resultados de la Estimación Trimestral del Modelo de Corrección de Errores

Considerando Residuos Asimétricos



Sample(adjusted): 1993:2 2004:1



C -0.008303 0.011386 -0.729225 0.4705

D(CCN_PIBN) 1.033519 0.170465 6.062954 0.0000

D(CGN_PIBN) -3.404663 0.927203 -3.671970 0.0008

DLOG(TI) -0.387547 0.140619 -2.756000 0.0090

D(APER) 1.170474 0.157171 7.447157 0.0000

RESIDPOS(-1) -0.658309 0.361130 -1.822913 0.0764

RESIDNEG(-1) -0.644561 0.349944 -1.841900 0.0735

R-squared 0.695626 Mean dependent var -0.004274






Cuadro 12.

Resultados de la Estimación Anual del Modelo de Corrección de Errores

Considerando Residuos Asimétricos



Sample(adjusted): 1981 2004



C -0.034536 0.020208 -1.708984 0.1056

D(CCN_PIBN) 2.122988 0.338275 6.275928 0.0000

D(CGN_PIBN) -2.248690 1.563239 -1.438481 0.1685

DLOG(TI) -0.917057 0.153820 -5.961882 0.0000

D(APER) 2.645191 0.390784 6.768931 0.0000

RESIDPOS(-1) -1.212198 0.449717 -2.695469 0.0153

RESIDNEG(-1) -1.377837 0.416713 -3.306441 0.0042







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

42

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.

-2.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

96 97 98 99 00 01 02 03


-5

-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004


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.

43

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

44

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

45

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.

46

9. BIBLIOGRAFÍA

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Trimestralización”. Trabajo Docente Nº 63, Pontificia Universidad Católica de Chile.

Diciembre.

49

APÉNDICES

APÉNDICE 1. Resolución de la Condición de Equilibrio (13c) para xe y me

Es posible escribir (13c) como: 0),,()1)(,( Lmxmx eeggccee . Donde la parte

de la izquierda resulta una función de ,,,, gccee mx y L que puede ser denominada como

),,,,,( Lmx gcceeF . Derivando ésta función para xe se obtiene:

0),,(

)1(),(

x

Lmx

x

mx

e

eegcc

e

ee

Que resulta ser mayor a cero ya que 0,0)1(,0

xx egcc

e

. Con lo que, por el

Teorema de la Función Implícita28

, xe puede ser expresada en función de:

Lmx gccefe ,,,,

De igual forma, es posible determinar que:

Lxm gccege ,,,,

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 xe y me , se tiene:

),()1)(( Leggcce (13c')

Desarrollando (13c') para extraer cc

e

, se procede:

),()()()( Leggeccee ;

cc

e

eg

cc

e

eecc

cc

e

ecc

e

e

)( ;

)(ecc

e

eg

cc

ecc

cc

e

cc

e

;

28

El teorema de la función implícita implica que sea una ecuación 0),.....,,.....,( 1 ki xxxF , si la derivada de la

función con respecto a ix es distinta de cero, es decir 0iFx , entonces ix es una función de las demás ijx , o

lo que es lo mismo: )........,,.........( 1 ki xxfx

50

)(1 ee

gcccc

e

;

e

gY

A

e

egcc

e

cc

e

)(

1

)(

Efecto del Gasto del Gobierno en Bienes no Transables

Desarrollando (13c') para extraer

e, se procede:

e

egg

e

ecc

e

e

e

e;

ge

eg

ecc

e

1 ;

ge

gcce

1 ;

gY

A

e

g

gcce

g

egcc

ge

11

Efecto del Gasto Total del Gobierno

a) El financiamiento de un mayor gasto del gobierno se da vía impuestos. YA no se afecta

por un incremento del gasto público, con lo que 0

g

YA. Con esto, desarrollando 13(c') para

extraer g

e

, se procede:

),()1)(( Leggcce ;

),())(( LeggY

Ae ;

g

e

eeg

g

e

eY

A

g

e

e

)( ;

)(e

g

e

eg

g

e

Y

A

g

e;

)(e

eg

Y

A

g

e;

51

gcce

e

gY

A

e

e

g

e

1

)()(

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

YA absorbe totalmente el incremento del gasto público, con lo que 1

g

YA. Con esto,

desarrollando 13(c') para extraer g

e

, se procede:

),()1)(( Leggcce ;

),())(( LeggY

Ae ;

g

e

eeg

g

e

eg

YAe

Y

A

g

e

e

)()( ;

g

e

eg

g

e

Y

A

g

e;

eg

Y

A

g

e;

gcce

gY

A

e

g

e

1

Efecto del Cambio Relativo de la Productividad Media del Trabajo entre el Sector Transable y

no Transable

Desarrollando (13c') para extraer L

e

, se procede:

LLLL

e

eg

e

ecc

e

e

1 ;

LLLL

e

eg

ecc

e

1 ;

LL e

gcce

1 ;

52

0

1

egY

Aegcc

e LL

L

53

ANEXOS

ANEXO 1. Desalineamiento del TCR

Desalineamiento Trimestral del Tipo de Cambio Real.

(Período 1998:1 – 2004:1)

-12%-13%-14%

-7%

8%6%

14%

40%

53%

31%

18%

8%

2%

-2%

-6%

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

-8%

-5%-7%

-3%

1%

98 -

1

99 -

1

00 -

1

01 -

1

02 -

1

03 -

1

04 -

1

Desalineamiento Anual del Tipo de Cambio Real.

(Período 1998 – 2004)

-16%

15%

27%

-4%

-11%

-6%

3%

19

98

19

99

20

00

20

01

20

02

20

03

20

04

54

ANEXO 2. Ajuste, Test Residuales y de Estabilidad de los Modelos de Corrección de

Errores

Modelo de Corrección de Errores Trimestral.

Ajuste

-.10

-.05

.00

.05

.10

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03

Residual Actual Fitted

Test ADF de los residuos

t-Statistic Prob.*



5% level -1.948686

10% level -1.612036

Test de Normalidad

0

1

2

3

4

5

6

7

8

9

-0.05 0.00 0.05

Series: Residuals

Sample 1993:2 2004:1

Observations 44

Mean -1.26E-18

Median -0.003707

Maximum 0.087017

Minimum -0.085610

Std. Dev. 0.040273

Skewness 0.289787

Kurtosis 2.767183

Jarque-Bera 0.715200

Probability 0.699353

55

Test de Autocorrelación

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 1.233720 Probability 0.315021

Obs*R-squared 5.576870 Probability 0.233055

Test de Heterocedasticidad.

White Heteroskedasticity Test: Sin términos cruzados



White Heteroskedasticity Test: Con términos cruzados



Test Cusum y Cusum cuadrado

-20

-15

-10

-5

0

5

10

15

20

95 96 97 98 99 00 01 02 03

CUSUM 5% Significance

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

95 96 97 98 99 00 01 02 03

CUSUM of Squares 5% Significance

56

Coeficientes Recursivos

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

96 97 98 99 00 01 02 03


0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

2.0

96 97 98 99 00 01 02 03


-6

-5

-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

96 97 98 99 00 01 02 03


-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

96 97 98 99 00 01 02 03


-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

2.0

96 97 98 99 00 01 02 03


-1.6

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

96 97 98 99 00 01 02 03


57

Modelo de Corrección de Errores Anual.

Ajuste

-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

-.4

-.2

.0

.2

.4

1985 1990 1995 2000

Residual Actual Fitted

Test ADF a los residuos

t-Statistic Prob.*



5% level -1.956406

10% level -1.608495

Test de Normalidad

0

1

2

3

4

5

6

-0.10 -0.05 0.00 0.05 0.10 0.15

Series: Residuals

Sample 1981 2004

Observations 24

Mean 8.46E-18

Median -0.014158

Maximum 0.127501

Minimum -0.080158

Std. Dev. 0.056256

Skewness 0.496985

Kurtosis 2.415586

Jarque-Bera 1.329518

Probability 0.514398

Test de Autocorrelación

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:



58

Test de Heterocedasticidad

White Heteroskedasticity Test: Sin términos cruzados



White Heteroskedasticity Test: Con términos cruzados



Test Cusum y Cusum cuadrado

-15

-10

-5

0

5

10

15

88 90 92 94 96 98 00 02 04

CUSUM 5% Significance

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

88 90 92 94 96 98 00 02 04

CUSUM of Squares 5% Significance

59

Coeficientes Recursivos

-.15

-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004


0

1

2

3

4

5

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004


-12

-8

-4

0

4

8

12

16

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004


-1.6

-1.4

-1.2

-1.0

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004


0

1

2

3

4

5

6

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004


-2.5

-2.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004


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